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4.1 Résultats descriptifs

Une importante minorité d'immigrants de la cohorte d'arrivée de 2000-2001 ont envoyé de l'argent à de la parenté ou à des amis à l'étranger pendant leurs quatre premières années au Canada. Au cours de la période de 6 à 24 mois après leur arrivée, 23 % des immigrants ont fait des transferts, et durant la période de 25 à 48 mois après leur arrivée, 29 % ont fait de même (tableau 1). On rappelle aux lecteurs que ces deux périodes de référence ne sont pas de la même durée (c.-à-d. 18 et 24 mois respectivement). Les renseignements combinés des deux premières vagues de l'ELIC indiquent que 28 % des immigrants ont transféré des fonds à l'étranger dans les 24 mois suivant leur arrivée, ce qui représente presque la même proportion que celle des immigrants qui ont fait de même pendant la période subséquente de 24 mois. Enfin, 41 % des répondants de l'ELIC ont transféré des fonds au moins une fois pendant leurs 48 premiers mois au Canada.

Parmi les immigrants qui ont fait des transferts, le montant moyen envoyé pendant la première période de référence — de 6 à 24 mois après leur arrivée — était de 2 500 $, tandis que le montant moyen envoyé pendant la deuxième période de référence — de 25 à 48 mois après l'arrivée — se chiffrait à 2 900 $ ¹³ . Ces moyennes correspondent à des périodes de référence de durées différentes. Si l'on suppose que le montant total envoyé a été distribué équitablement pendant la période de référence, les transferts annuels pendant la troisième et la quatrième année au Canada étaient de 1 450 $. Ce montant est comparable aux estimations déclarées par Simmons, Plaza et Piché (2005), qui ont constaté que les immigrants haïtiens et jamaïcains qui font des transferts envoient de 1 000 $ à 1 400 $ par année environ.

Le degré de variabilité des habitudes de transfert de fonds des immigrants selon leur région de naissance est manifeste dans le tableau 1. Plus de la moitié des répondants de l'ELIC de l'Asie du Sud-Est et des Caraïbes et de la Guyana ont envoyé de l'argent dans leur pays d'origine de 25 à 48 mois après leur arrivée, tandis que c'était le cas d'environ 40 % des immigrants de l'Afrique subsaharienne et de l'Europe orientale. Environ un quart des répondants de l'Asie du Sud et de l'Amérique centrale et du Sud ont envoyé de l'argent dans leur pays d'origine pendant cette période, tandis qu'environ un cinquième de ceux de l'Asie orientale et de ceux de l'Asie occidentale, du Moyen-Orient et de l'Afrique du Nord l'ont fait.

Chez les immigrants qui ont fait des transferts de 25 à 48 mois après leur arrivée, le montant moyen envoyé s'établissait à 2 900 $, mais encore une fois, les différences régionales sont manifestes : les immigrants de l'Asie orientale qui ont fait des transferts ont envoyé en moyenne 3 900 $ pendant la période de référence de 24 mois, tandis que les immigrants des Caraïbes et de la Guyana ont envoyé en moyenne moins de la moitié de ce montant (1 600 $).

Chez les répondants de l'ELIC, l'incidence des transferts est à son paroxysme dans les pays qui ont un produit intérieur brut (PIB) par habitant plus faible. Pendant la période de 25 à 48 mois après leur arrivée, de 35 % à 37 % des immigrants de pays dont le PIB par habitant est inférieur à 4 000 $ ont fait des transferts, comparativement à seulement 11 % des immigrants de pays dont le PIB par habitant est de 15 000 $ ou plus. L'une des interprétations possibles est que les membres de la famille des immigrants qui proviennent de pays plus pauvres ont davantage besoin de soutien financier que les membres de la famille des immigrants des pays plus à l'aise, ce qui signifie que les immigrants de pays pauvres sont plus susceptibles de faire des transferts. Cela dit, la relation entre le PIB par habitant et l'incidence des transferts est relativement stable entre ces deux extrêmes et oscille entre environ 25 % et 30 %. En cas de transfert, la relation constante entre le PIB par habitant et les montants moyens envoyés n'est pas évidente dans les statistiques descriptives indiquées dans le tableau 1.

Lorsque l'on examine les comparaisons selon le pays de naissance, on constate que la variabilité des habitudes de transfert de fonds est particulièrement frappante. Comme on l'a indiqué dans la figure 1, 60 % des immigrants des Philippines et d'Haïti ont fait des transferts de deux à quatre ans après leur arrivée ¹⁴, tandis qu'environ 40 % à 50 % des immigrants de la Jamaïque, du Nigeria, de la Roumanie, de la Guyana et de l'Ukraine ont fait de même. De toute évidence, les transferts sont faits par de nombreux immigrants récents d'un ensemble diversifié de régions du monde. La France, le Royaume-Uni et la Corée du Sud — trois pays industrialisés — sont au bas de la distribution indiquée dans la figure 1.

Lorsque l'on examine les montants d'argent moyens envoyés à l'étranger, on constate que les expéditeurs de 11 des 24 pays indiqués dans la figure 2 ont envoyé de 1 700 $ à 2 200 $, et les expéditeurs de 7 autres pays ont envoyé de 2 700 $ à 3 700 $. Bien que moins de 20 % des immigrants des États-Unis aient envoyé de l'argent dans leur pays d'origine, le montant moyen était très élevé en comparaison de celui envoyé par les immigrants d'autres pays, soit d'un peu moins de 6 000 $. Cependant, les lecteurs doivent garder en tête que les intervalles de confiance relatifs à un grand nombre d'estimations sont très importants.

En ce qui concerne les catégories dans lesquelles les immigrants ont été admis au Canada, environ 30 % des immigrants des trois catégories ont fait des transferts de 25 à 48 mois après leur arrivée (tableau 2). Cependant, chez les personnes qui ont fait des transferts, les immigrants de la composante économique ont envoyé des montants relativement plus importants que les réfugiés (soit de 3 000 $ et 1 900 $ respectivement).

Les mesures des tendances centrales, comme les moyennes, n'en disent pas long sur l'échelle des valeurs de transfert. Comme l'indique le tableau 2, 26 % des immigrants qui ont fait des transferts pendant la période de 25 à 48 mois après leur arrivée ont envoyé moins de 500 $.

C'était le cas pour 21 % des immigrants de la composante économique, comparativement à 45 % des réfugiés. Environ la moitié des immigrants de toutes les catégories ont envoyé de 500 $ à 2 500 $. Au sommet de la distribution, 12 % des immigrants de la composante économique qui ont fait des transferts ont envoyé 5 000 $ ou plus, comparativement à 5 % des réfugiés.

La mesure dans laquelle les transferts imposent un fardeau financier aux nouveaux immigrants est un enjeu de taille. Plusieurs études ont documenté les taux relativement élevés et en hausse de faible revenu chez les nouveaux immigrants (Heisz et McLeod, 2004; Picot, Hou et Coulombe, 2007). Bien que les mesures du faible revenu tiennent compte du nombre de membres de la famille qui cohabitent, elles ne tiennent pas compte du partage du revenu avec les membres de la famille qui vivent à l'extérieur du ménage, que ce soit au Canada ou à l'étranger. C'est le cas pour toutes les familles, peu importe leur statut d'immigrant. Cependant, étant donné les taux relativement élevés de faible revenu chez les nouveaux immigrants et le fait que près du tiers d'entre eux envoient de l'argent à l'étranger, leurs ressources financières pourraient être mises à plus rude épreuve que ne le suggèrent les chiffres du revenu.

Il faut adopter une approche prudente lorsque l'on soulève cette question. Comme on l'a mentionné précédemment, étant donné que le comportement de transfert se mesure en fonction des personnes plutôt que des familles ou des ménages comme unités d'analyse, les estimations des montants envoyés à l'étranger sont probablement conservatrices. En outre, les transferts comme proportion du revenu peuvent être calculés au moyen du revenu personnel total ou du revenu total de la famille économique comme dénominateur. Le revenu personnel total donne un plus fort pourcentage, mais il ne tient pas compte de l'éventuel partage des ressources financières parmi les membres de la famille. Le revenu familial total donne un plus faible pourcentage, mais il combine les unités d'analyse (transferts personnels et revenu familial). Les résultats des deux approches sont présentés dans le tableau 3 et représentent des estimations conservatrices des limites inférieures et supérieures des transferts comme proportion du revenu. Pendant la deuxième année au Canada, les transferts représentaient 7,5 % du revenu personnel total des expéditeurs et 3,4 % de leur revenu familial total, sur une base annualisée moyenne. Deux ans plus tard, les transferts représentaient 5,9 % et 2,9 % du revenu personnel total et du revenu familial total des expéditeurs ¹⁵ .

Si l'on tient compte de tous les immigrants de notre échantillon, qu'ils aient ou non envoyé de l'argent à l'étranger, les transferts représentaient 3,7 % et 3,4 % du revenu personnel agrégé total et 1,6 % et 1,3 % du revenu familial agrégé total deux et quatre ans après l'arrivée. Dans cette perspective, les transferts représentent une proportion relativement modeste du revenu agrégé total des nouveaux immigrants.

Néanmoins, les transferts peuvent tout de même représenter une dépense considérable pour certaines familles. Prenons l'exemple des réfugiés. Les revenus familiaux moyens des réfugiés qui ont fait des transferts de fonds pendant leur quatrième année au Canada étaient de 36 100 $. Comme point de comparaison, le seuil de faible revenu (SFR) de 2004 avant impôt était d'un peu plus de 31 000 $ pour une famille de trois personnes, et d'un peu moins de 38 000 $ pour une famille de quatre personnes vivant dans un grand centre urbain. Le SFR représente la limite sous laquelle une famille est susceptible de consacrer une plus grande proportion de son revenu aux produits de première nécessité — nourriture, logement et vêtements — que la famille moyenne (Statistique Canada, 2006). Pour les réfugiés ayant fait des transferts, une moyenne de près de 1 000 $ a été dépensée à partir d'un revenu familial plutôt modeste.

4.2 Résultats multivariés, modèle de l'échantillon combiné

Les statistiques descriptives témoignent manifestement de l'ampleur des différences entre les habitudes de transfert de fonds à l'échelle internationale. Ces différences reflètent en partie les différentes caractéristiques et expériences des personnes de différents pays d'origine, ce sur quoi nous porterons maintenant notre attention. Nous présentons d'abord les résultats d'une régression logistique et d'une régression des moindres carrés ordinaires en fonction de notre échantillon combiné. Les caractéristiques de la composition des immigrants dans l'échantillon combiné sont indiquées dans le tableau 5.

4.2.1 Caractéristiques démographiques

Lorsque l'on examine les caractéristiques démographiques, on constate une modeste corrélation entre le sexe et les habitudes de transfert de fonds (tableau 4), les probabilités prédites de transfert — après prise en compte des autres caractéristiques observées — se chiffrant à 26 % pour les hommes et 23 % pour les femmes. Parmi les expéditeurs, le montant envoyé par des femmes est d'environ 12 % inférieur à celui envoyé par des hommes. L'âge est aussi un facteur important, puisque la probabilité prédite des transferts est la plus élevée chez les immigrants de 25 à 44 ans — environ 30 % — et la plus faible chez les groupes d'âge plus jeunes et plus âgés — moins de 20 %. Selon les transferts, les personnes de 25 à 34 ans envoient des montants plus importants que les personnes de moins de 25 ans ou de 55 ans ou plus.

4.2.2 Capacité financière de faire des transferts

Comme l'indique la documentation, il existe de fortes corrélations entre les habitudes de transfert et la capacité financière. Par exemple, la probabilité prédite de faire des transferts augmente progressivement d'une catégorie de revenu familial à l'autre, de 10 % chez les immigrants de familles ayant un revenu de moins de 10 000 $ à 36 % chez ceux de familles dont le revenu est de 70 000 $ ou plus. En cas de transfert, les montants envoyés à l'étranger augmentent aussi progressivement d'une catégorie de revenu à l'autre. Le montant envoyé à l'étranger par les expéditeurs qui vivent dans une famille dont le revenu est de 70 000 $ ou plus est d'environ 45 % plus élevé que le montant envoyé par les expéditeurs qui vivent dans une famille dont le revenu se situe entre 25 000 $ et 44 999 $.

Lorsque l'on tient compte des économies à l'étranger, les immigrants qui ont des économies de 5 000 $ ou plus à l'extérieur du Canada sont beaucoup moins susceptibles de faire des transferts (environ 20 %) que les immigrants qui n'ont aucunes économies à l'étranger (26 %). Une interprétation possible est que les immigrants qui ont des économies à l'étranger proviennent de familles plus riches que ceux qui n'en ont pas. Par conséquent, les immigrants qui ont des économies à l'étranger sont moins susceptibles de faire des transferts de fonds. Parmi les immigrants qui font des transferts, le montant envoyé à l'étranger n'est pas corrélé avec les économies.

Comme d'autres études l'ont démontré, les immigrants qui ont un emploi à temps plein sont beaucoup plus susceptibles de faire des transferts de fonds que ceux qui ont un emploi à temps partiel ou qui sont inactifs (probabilités prédites de 29 %, 25 % et 21 % respectivement). Toutefois, la situation d'emploi n'est pas corrélée avec le montant envoyé.

La probabilité des transferts n'est pas associée de façon significative au niveau de scolarité des immigrants à leur arrivée au Canada. Cependant, en cas de transfert, les sommes envoyées à l'étranger par des immigrants ayant un diplôme d'études secondaires ou un niveau de scolarité inférieur sont de 20 % à 25 % inférieures aux montants envoyés par ceux qui ont un grade universitaire.

Enfin, le lieu de résidence est positivement corrélé avec l'incidence des transferts et les montants envoyés. La probabilité prédite des transferts varie de 21 % chez les immigrants de Montréal à 34 % chez les immigrants de Calgary ou d'Edmonton. Pendant les années 2000, les marchés du travail à Calgary et à Edmonton étaient particulièrement robustes, alimentés par les industries du pétrole et du gaz et le prix élevé des produits de base sur la scène internationale. En 2004, par exemple, le taux de chômage pour les hommes de 25 à 44 ans à Edmonton et à Calgary (3,7 et 4,4 respectivement) équivalait à environ la moitié du taux de Montréal (8,7). La plus forte incidence des transferts de fonds chez les immigrants de ces villes est probablement attribuable aux circonstances favorables du marché du travail, voire aux attentes positives à l'égard du potentiel de revenu futur. Parmi les immigrants qui ont fait des transferts, ceux qui vivaient à Calgary/Edmonton et à Vancouver ont envoyé à peu près 16 % de plus que ceux qui habitaient à Toronto.

4.2.3 Obligations envers la famille

Bien que l'information de l'ELIC sur les membres de la famille à l'étranger soit limitée, la preuve disponible soutient l'hypothèse selon laquelle les habitudes de transfert de fonds dépendent des caractéristiques de la famille. La probabilité des transferts et les sommes envoyées sont corrélées négativement avec le nombre d'enfants mineurs dans le ménage. La probabilité prédite des transferts est de 18 % pour les immigrants des ménages où vivent trois enfants ou plus, comparativement à 27 % chez les immigrants de ménages sans enfant. De plus, en cas de transfert, le montant envoyé par les immigrants ayant un ou deux enfants est de 17 % à 19 % inférieur et le montant envoyé par les immigrants ayant trois enfants ou plus est inférieur de 36 % au montant envoyé par les immigrants sans enfant.

L'importance des caractéristiques familiales est également manifeste dans les intentions de parrainer des membres de la famille pour les faire venir au Canada. Les immigrants qui parrainent déjà un conjoint ou un enfant ou qui ont l'intention de le faire sont plus susceptibles de faire des transferts que les immigrants qui ne parrainent personne et qui n'ont pas l'intention de le faire (probabilités prédites de 36 % et 23 % respectivement). Ceux qui parrainent un enfant ou un parent envoient environ 23 % de plus que ceux qui ne parrainent personne. Les mêmes tendances sont manifestes chez les immigrants qui parrainent un parent ou un grand-parent : ces immigrants ont une probabilité prédite de transfert de 30 % et ils envoient environ 12 % de plus que ceux qui ne parrainent personne. Ces résultats concordent avec ceux d'autres études qui indiquent que les immigrants qui font des transferts de fonds pour soutenir un enfant ou un conjoint ont tendance à envoyer de plus gros montants que ceux qui envoient de l'argent à d'autres membres de la famille (Stanwix et Connell, 1995).

4.2.4 Caractéristiques de la migration

Bien que les statistiques descriptives indiquent que l'incidence des transferts varie peu d'une catégorie d'immigration à l'autre, le portrait change quelque peu lorsque d'autres caractéristiques sont prises en considération. Plus précisément, la probabilité prédite de transfert de fonds est un peu plus élevée chez les immigrants de la catégorie « regroupement familial » (27 %) que chez les immigrants de la composante économique (23 %). De même, la probabilité prédite des transferts est de 28 % chez les réfugiés, bien que cette estimation dépasse légèrement le niveau de confiance de 0,1. En cas de transfert, la catégorie d'immigration n'est pas corrélée avec le montant envoyé à l'étranger.

4.2.5 Participation aux activités d'un organisme

L'une des deux variables sur la participation aux activités d'un organisme et l'appartenance à un organisme incluses dans le modèle est significative. Plus précisément, les immigrants qui appartiennent à un organisme religieux sont plus susceptibles de faire des transferts de fonds que les autres immigrants (probabilités prédites de 28 % et 24 % respectivement). L'appartenance à un organisme n'est pas corrélée avec les montants envoyés.

4.2.6 Région de naissance

Un ensemble de variables nominales inclus dans le modèle comporte des immigrants de neuf régions du monde. Ces variables indiquent les différences régionales des habitudes de transfert de fonds après déduction des caractéristiques documentées précédemment. Encore une fois, les différences sont importantes, et la probabilité prédite des transferts est la plus forte chez les immigrants de l'Asie du Sud-Est et des Caraïbes et de la Guyana (52 %), suivis des immigrants de l'Europe orientale et de l'Afrique subsaharienne (35 % et 32 %). La plus faible probabilité de transfert se retrouve chez les immigrants de l'Asie occidentale, du Moyen-Orient et de l'Afrique du Nord (16 %), de l'Amérique du Nord, de l'Europe occidentale et de l'Océanie (17 %) et de l'Asie orientale (18 %). Parmi les immigrants qui ont fait des transferts, ceux de l'Asie orientale ont envoyé les plus gros montants.

Enfin, les habitudes de transfert sont fortement associées au PIB par habitant du pays de naissance. La plus forte probabilité prédite des transferts se retrouve dans les pays dont le PIB par habitant est inférieur à 2 000 $ (38 %), et la plus faible, dans les pays dont le PIB par habitant est de 8 000 $ à 14 999 $ (18 %) ou de 15 000 $ ou plus (12 %).

4.3 Résultats multivariés, comparaisons régionales

Étant donné la variation considérable des habitudes de transfert de fonds des immigrants de différentes régions, une question se pose : les corrélations du transfert sont-elles les mêmes dans toutes les régions? Autrement dit, les facteurs associés avec les transferts sont-ils « universels », ou varient-ils d'une région à l'autre? Pour répondre à cette question, des modèles de régression distincts sont estimés pour les immigrants de neuf régions du monde. Les lecteurs doivent garder en tête que trois de ces modèles sont fondés sur des échantillons sous-jacents de moins de 800 répondants, et que la probabilité que les coefficients de régression soient statistiquement significatifs s'en trouve réduite. Pour cette raison, nous utilisons ces modèles au moyen d'une spécification simplifiée : certaines covariables ont été exclues parce qu'elles sont corrélées avec la région — c'est le cas de la catégorie d'immigrant — tandis que d'autres, comme le nombre d'enfants, ont été regroupées en un plus petit nombre de catégories.

Plusieurs caractéristiques sont constamment corrélées avec les habitudes de transfert de fonds chez les immigrants de différentes régions d'origine (tableaux 6 et 7). Ce phénomène est particulièrement manifeste pour ce qui est de la capacité financière. La probabilité des transferts et le montant envoyé sont corrélés positivement et fortement avec le revenu familial dans sept des neuf modèles régionaux. De même, la situation d'emploi est corrélée avec la probabilité des transferts dans six des neuf modèles, mais avec le montant envoyé dans seulement deux des neuf modèles. Enfin, les économies à l'étranger sont corrélées négativement avec la probabilité des transferts dans cinq des neuf modèles, mais elles ne sont corrélées avec le montant envoyé dans aucun modèle.

Lorsque l'on examine les caractéristiques des familles, la corrélation entre la présence d'enfants et la probabilité des transferts est significative dans quatre des neuf modèles, et presque significative dans cinq modèles. La corrélation positive entre le parrainage d'un membre de la famille et la probabilité des transferts est importante dans cinq des neuf modèles, mais elle est fortement corrélée avec les montants envoyés dans seulement deux modèles.

Pour ce qui est des caractéristiques démographiques, la corrélation négative entre l'âge avancé et la probabilité des transferts est significative dans six des neuf modèles régionaux, mais la corrélation avec le montant envoyé est significative dans un seul modèle.

Dans l'ensemble, l'importance des caractéristiques financières et familiales est beaucoup plus évidente pour ce qui est de la décision de faire des transferts qu'en ce qui concerne les montants envoyés. De plus, les résultats de nos modèles suggèrent une cohérence importante entre les régions pour certains facteurs corrélés avec les habitudes de transfert de fonds, en particulier les caractéristiques financières et familiales.

Il existe plusieurs autres cas où les corrélations associées aux habitudes de transfert semblent particulièrement évidentes au sein de régions d'origine données. Par exemple, il existe une corrélation négative entre le fait d'être une femme et la possibilité de faire des transferts chez les immigrants de l'Asie du Sud et de l'Asie occidentale, du Moyen-Orient et de l'Afrique du Nord. Ces corrélations ne sont pas du tout évidentes chez les immigrants des autres régions, ce qui suggère que le sexe pourrait jouer un rôle différent dans les habitudes de transfert de fonds chez les immigrants de différentes régions.

Dans la documentation de recherche, la preuve sur l'importance et la direction de la corrélation entre la scolarité et les transferts est mitigée. C'est également le cas de nos résultats. Parmi les immigrants de l'Europe orientale, ceux qui n'ont pas terminé leurs études secondaires sont moins susceptibles de faire des transferts que ceux qui ont un grade universitaire. De même, chez les immigrants des Caraïbes et de la Guyana, ceux qui détiennent des titres scolaires du niveau postsecondaire sont moins susceptibles de faire des transferts que ceux qui ont un grade universitaire. La corrélation est inversée chez les immigrants de l'Amérique centrale et du Sud et de l'Asie orientale, étant donné que les immigrants qui ont des niveaux de scolarité plus faibles sont plus susceptibles de faire des transferts de fonds. Cependant, en cas de transfert, les immigrants qui ont un plus faible niveau de scolarité ont tendance à envoyer moins d'argent à l'étranger que ceux qui ont fait des études universitaires dans trois des neuf modèles régionaux.

Enfin, il y a une forte corrélation positive entre l'appartenance à un organisme et les transferts de fonds chez les immigrants de l'Afrique subsaharienne et de l'Asie occidentale, du Moyen-Orient et de l'Afrique du Nord. Cette corrélation suggère que les liens avec un organisme peuvent jouer un rôle différent dans les habitudes de transfert de fonds des immigrants de différentes régions.

 

13 . Tous les montants ont été arrondis à la centaine de dollars près. Les montants des transferts déclarés deux ans et quatre ans après l'arrivée n'ont pas été corrigés pour tenir compte de l'inflation. Les questions au sujet des transferts de fonds et des montants envoyés ont été incluses dans la section sur le revenu du questionnaire de l'Enquête longitudinale auprès des immigrants du Canada. Cette section comprend de nombreuses questions au sujet du revenu du répondant et de sa famille et vise la période de 12 mois précédant l'entrevue. À la fin de la section, on demande aux répondants s'ils ont envoyé de l'argent à l'étranger depuis leur dernière entrevue et, le cas échéant, combien d'argent ils ont envoyé. Ici, la période de référence varie des 12 mois précédant l'enquête à la période de 18 ou de 24 mois précédant l'enquête (la durée varie entre les vagues 2 et 3). Étant donné le changement subit des périodes de référence, nous ne savons pas avec certitude si les montants de transfert déclarés par les répondants se rapportaient à une période de référence de 12 mois ou de 18 ou de 24 mois.

14 . Les estimations de la figure 1 sont calculées à partir de la moyenne des incidences du transfert à la vague 2 de l'Enquête longitudinale auprès des immigrants du Canada (ELIC) (c.-à-d. 24 mois après l'arrivée) et à la vague 3 de l'ELIC (c.-à-d. 48 mois après l'arrivée). Cette approche réduit les erreurs types relatives aux estimations (qui sont encore importantes dans bien des cas) et simplifie la présentation des données. La même approche est utilisée pour la figure 2.

15 . Pour les immigrants qui ont fait des transferts de fonds, nous avons également calculé le revenu familial total moyen après les dépenses de logement — y compris le loyer ou l'hypothèque, les taxes et les services publics — que nous avons utilisé pour estimer les transferts comme proportion du revenu familial après les dépenses de logement. Pour les immigrants des trois catégories d'admission, les transferts représentaient de 4,0 % à 4,9 % environ du revenu familial après les dépenses de logement.