3.1
L’échantillon
Dans la prochaine section, le modèle théorique de discrimination statistique est vérifié empi- riquement. À cette fin, nous utilisons les données de l’Enquête auprès des immigrants de la catégorie des travailleurs qualifiés (ETQ) de 2011, du ministère de l’Immigration et des Com- munautés culturelles (MICC). Les immigrants qui composent l’échantillon sont des requérants principaux et ils possèdent, pour la majorité, un niveau de scolarité tertiaire : baccalauréat, maîtrise ou doctorat. Ils sont arrivés au Québec entre le 1er janvier 2002 et le 31 décembre
2009. L’enquête s’est déroulée entre le 10 mars et le 5 juin 2011. Le but était de recueillir des données à partir d’une enquête longitudinale rétrospective : elle visait à dresser un portrait du parcours professionnel des immigrants, depuis leur arrivée au Québec, et à réunir des in- formations sur leur processus d’intégration au marché de l’emploi québécois. Au total, 3 309 personnes y ont répondu. Il importe de mentionner que le gouvernement du Québec utilise une grille de sélection afin de déterminer l’éligibilité d’un requérant principal à l’immigration. Ce dernier doit accumuler un certain nombre de points. La grille de sélection, qui était en vigueur depuis 1996, a été modifiée en 2006. Ainsi, les immigrants interrogés par l’ETQ ont été soumis à des critères et à une pondération distincte.
Tout d’abord, il importe de mentionner que l’ensemble des informations colligées ne permet pas de tester toutes les implications du modèle théorique.Belley et al.(2013) ont recours à des données longitudinales qui permettent de mesurer la croissance salariale. Dans le cas présent, l’enquête ne procure pas de données sur le salaire annuel des immigrants. Un salaire ponctuel est plutôt recueilli pour chaque emploi occupé, de sorte qu’il n’est pas possible de mesurer la croissance salariale annuelle. Par exemple, si un immigrant occupe le même poste depuis 5 ans un seul salaire est enregistré pour ces 5 années en emploi. Dès lors, il est postulé que le salaire enregistré par les enquêteurs correspond au salaire horaire perçu au terme de l’emploi ou au moment de l’enquête, lorsque celui-ci est toujours en cours. L’ancienneté représente le nombre de semaines à travailler au même emploi. Au lieu de considérer l’expérience acquise
au Québec, celle accumulée à l’étranger est retenue. Calculer l’expérience et l’ancienneté avec la base de données de l’ETQ conduirait à de la colinéarité entre les variables explicatives. En effet, le questionnaire de l’enquête de l’ETQ ne comporte pas de questions explicites concernant l’expérience, le nombre total de semaines travaillées au Québec, et l’ancienneté, le nombre de semaines travaillées au même emploi. Ces variables se généreraient à partir des mêmes données fournies par l’enquête, soit la date de début et de fin de l’emploi. L’expérience considérée dans la présente étude diffère de celle utilisée dans l’étude deBelley et al. (2013).
Néanmoins, une des hypothèses maîtresses du cadre théorique peut se vérifier : à l’entrée sur le marché de l’emploi, l’écart salarial entre les hommes et les femmes est nul. Le premier emploi, offrant au moins trente heures par semaine, correspond à l’entrée de l’immigrant sur le marché de l’emploi québécois. La seconde hypothèse principale se mesure également : l’écart salarial émerge au fur et à mesure que la carrière progresse.
De plus, les emplois d’intérêt respectent certaines conditions : ils offrent au moins trente heures par semaine et rémunèrent au moins 7$ de l’heure. La première condition est imposée puisque dans la littérature existante les individus sont considérés avoir développer un fort niveau d’attachement au marché de l’emploi lorsqu’ils travaillent en moyenne trente heures par semaine. Deuxièmement, au Québec en 2002, le salaire minimum qui prévalait s’élevait à 7,00$ de l’heure. Les salaires inférieurs au salaire minimum ne sont pas analysés, vu qu’en règle général ceux-ci procurent d’autres avantages qui sont récompensés sous forme monétaire ou non monétaire. Par exemple, les travailleurs à pourboire perçoivent un salaire inférieur au salaire minimum, mais ils reçoivent une compensation monétaire. Le salaire perçu peut également être inférieur au salaire minimum si l’individu bénéficie d’autres avantages non monétaire tel que le télétravail. Autrement dit, il s’avère difficile de connaître le salaire réel de ces types d’emploi. Notamment, les salaires inférieurs au salaire minimum peuvent être le résultat d’une erreur de mesure ou de saisie informatique. Pour ces raisons, ils sont exclus de l’analyse.
Par ailleurs, la motivation entourant l’insertion des immigrants et des natifs au marché de l’emploi se distingue, mais celle entre les hommes et les femmes requérants principaux se veut similaire. Nouvellement arrivés dans un pays étranger et possédant un niveau de scolarité élevé, ils désirent trouver un emploi pour subvenir à leurs besoins. Il est ainsi postulé qu’ils développent rapidement un fort niveau d’attachement au marché de l’emploi. Il est atteint une fois que l’individu à accumuler au moins 8 semaines de travail en sol québécois.
Dans cette optique, l’objectif de cette recherche est d’analyser la progression de l’écart salarial entre les deux premiers emplois offrant au moins trente heures par semaine et d’observer l’ampleur de l’écart salarial au moment de l’enquête. Plus spécifiquement, dans un premier temps, l’étude se restreint aux immigrants ayant occupés plus d’un emploi depuis leur arrivée au Québec. Cette partie est divisée en deux périodes eu égard au modèle théorique. À la
première période, les immigrants effectuent leur entrée sur le marché de l’emploi. Il est présumé que l’écart salarial entre les hommes et les femmes est nul à cette période. À la seconde période, les requérants principaux transitent vers un nouvel emploi. Cette méthode consiste à tester empiriquement l’hypothèse du modèle qui suppose qu’un choix de mobilité pénalise les femmes, alors qu’il avantage les hommes. Dans un deuxième temps, pour l’emploi détenu au moment de l’enquête, la différence salariale entre tous les immigrants hommes et femmes, mobiles et stables, est examinée. La présence d’un écart salarial est envisagée, puisque la théorie affirme que celui-ci se concrétise une fois la carrière amorcée. Les derniers immigrants arrivés au Québec, en décembre 2009, ont disposé de 15 à 19 mois pour s’intégrer au marché de l’emploi. En postulant que le fort niveau d’attachement au marché du travail se développe à la suite d’une période de 8 semaines en emploi au Québec, l’ensemble des immigrants ayant occupé un emploi est analysé. En mesurant l’écart salarial pour les requérants principaux arrivés au Québec entre le 1er janvier 2002 et le 31 décembre 2009, un effet de court terme et de long
terme est agrégé, puisque les individus ont fréquenté le marché de l’emploi pour une durée variable. Sans doute qu’à long terme, l’écart salarial s’accentue ce qui occasionne une différence salariale distincte entre les sexes auprès des immigrants récents et ceux de longue date. En d’autres termes, une moyenne pondérée de l’écart salarial est mesurée. Enfin, les immigrants sont catégorisés en fonction de leur région de provenance : Maghreb, Afrique, Amérique Latine, Asie de l’Est, Asie de l’Ouest, Europe de l’Est et pays occidentaux (États-Unis et Europe de l’Ouest). Au moment de l’enquête, les requérants principaux sont également catégorisés à la fois en fonction de leur région de provenance et de leur choix de mobilité ou de stabilité. Parallèlement, ce travail vérifie si l’un ou plusieurs des cas de prédictions exposées au tableau
2.1 correspondent à la situation des immigrants québécois. Compte tenu de ce qui précède concernant la base de données utilisée, il est seulement possible de déterminer lequel des sexes est favorisé pour les trois premières composantes du tableau2.1: le salaire moyen des stables, le salaire moyen des mobiles et le rendement de l’ancienneté.
Le tableauA.1présente quelques statistiques descriptives sur l’échantillon. Premièrement, les immigrants hommes et femmes sont pour la grande majorité très scolarisées. Environ 95% des hommes et des femmes ont au moins complété des études post-secondaires, et 67,5% et 68,4% des hommes et des femmes possèdent à leur actif au moins un baccalauréat. La scolarité est mesurée par l’entremise du système de points. Plus un immigrant est scolarisé plus son pointage est élevé. La littérature révèle que le niveau d’attachement au marché de l’emploi varie davantage entre les hommes et les femmes lorsque le niveau de scolarité est inférieur aux études postsecondaire (Belley et al.,2013). Par ailleurs, la maternité peut également différer en fonction du niveau d’éducation (Belley et al.,2013). En ce sens que, les femmes fortement scolarisées reportent la maternité pour ne pas compromettre leur carrière.
Selon les données, les femmes ont détenu 2,24 emplois et les hommes en ont enregistré 2,31, ce qui s’avère très similaire. À la lecture de la théorie, il aurait été cohérent d’anticiper que les
hommes détiennent en moyenne un nombre d’emplois plus élevé que les femmes, puisque leur signal de productivité est plus précis et donc, l’employeur éprouve moins de difficulté à évaluer leur productivité réelle. Plus précisément, 28,39% et 29,65% des hommes et des femmes sont stables, alors que 71,61% des hommes et 70,35% des femmes sont mobiles.
De plus, l’âge, l’expérience acquise à l’étranger et celle acquise au Québec figurent également dans le tableau. La statistique âge dévoile un aspect intéressant qui se distingue de la base de données de Belley et al. (2013). Les individus de l’ETQ sont en moyenne plus âgés : 38 ans pour les femmes et 39,7 ans pour les hommes.1 L’expérience acquise à l’étranger affiche un résultat semblable entre les sexes. En moyenne, les hommes et les femmes ont accumulé 6,97 et 6,64 points via la grille de sélection. Plus l’individu a acquis de l’expérience dans son pays d’origine, plus son pointage augmente. En ce qui concerne la participation au marché du travail québécois, elle s’avère également similaire entre les sexes. Au moment de l’enquête, les hommes ont participé au marché de l’emploi québécois pour une période, en moyenne, de 197,2 semaines et les femmes ont travaillé en moyenne 186,2 semaines.
Finalement, le tableauA.1rapporte la moyenne salariale et l’ancienneté pour les deux premiers emplois offrant au moins trente heures par semaine et pour l’emploi détenu au moment de l’enquête. Au premier emploi de la première partie, le salaire moyen s’élève à 16,21$ et à 16,20$ de l’heure pour les hommes et les femmes respectivement. Au deuxième emploi de cette même section, les hommes et les femmes perçoivent, en moyenne, un salaire de 20,41$ et 20,36$ de l’heure respectivement. En ce qui a trait à l’ancienneté, elle passe de 65 à 90 semaines chez les hommes et de 58 à 90 chez les femmes. À la deuxième section, au moment de l’enquête, le salaire et l’ancienneté moyens des hommes et des femmes augmentent à 23,37$ et à 21,69$ de l’heure et à 125 et 130 semaines respectivement.
3.2
Résultats d’estimation
Dans la prochaine section, les hypothèses du modèle théorique sont vérifiées à l’aide d’un modèle réduit utilisant le log du salaire horaire comme variable dépendante. Comme énoncé précédemment, l’analyse se divise en deux parties : la croissance de l’écart salarial à la suite d’un changement d’emploi et l’étendue de l’écart salarial entre tous les réquérants principaux au moment de l’enquête. Par ailleurs, pour chacune de celles-ci, des régressions sur le log du salaire horaire des individus sont effectuées en fonction de leur région de provenance. La dernière section est également désagrégée selon le choix de stabilité ou de mobilité en emploi. Enfin, les résultats sont exposés parallèlement aux prédictions énoncées au tableau2.1.
1. Dans l’article deBelley et al.(2013), les répondants quittent le milieu de l’éducation pour rentrer sur le marché de l’emploi. Ainsi, la moyenne d’âge s’élève à 23 ans et les individus n’ont, pour la grande majorité, aucune expérience de travail.
3.2.1 L’apport de la mobilité sur l’écart salarial entre les hommes et les femmes immigrants
Tout d’abord, l’analyse se penche sur les immigrants ayant détenus un premier emploi condi- tionnellement à l’obtention d’un second emploi. L’objectif est d’examiner l’évolution de l’écart salarial à la suite d’un choix de mobilité, puis d’observer si les femmes sont davantage péna- lisées que les hommes lorsqu’elles acceptent une nouvelle offre d’emploi. Deux périodes sont considérées. Elles correspondent aux deux premiers emplois offrant au moins trentes heures par semaine. Au regard du modèle théorique, on doit vérifier que l’écart salarial est nul au début de la carrière des individus, mais qu’il se concrétise au fur et à mesure que celle-ci progresse.
D’emblée, au tableau A.2, les résultats montrent qu’au premier emploi l’écart salarial entre les hommes et les femmes mobiles s’élève à -2,4%. Toutefois, ce résultat n’est pas révélé sta- tistiquement significatif. Ainsi, à l’entrée sur le marché du travail, les hommes et les femmes immigrants mobiles perçoivent, en moyenne, un salaire similaire, ce qui corrobore le modèle théorique. Le niveau d’éducation, la région de provenance, l’expérience et l’ancienneté af- fichent des résultats statistiquement significatifs à l’exception des régions de l’Asie de l’Est et de l’Ouest. Une maîtrise ou un doctorat génère en moyenne un salaire de plus de 34,1% comparativement à ceux détenant un diplôme secondaire et moins. Tout comme dans l’étude de Bourdabat et Cousineau (2010), les immigrants provenant du Maghreb, de l’Europe de l’Est et de l’Afrique enregistrent en moyenne un salaire inférieur à celui des immigrants amé- ricains et d’Europe de l’Ouest de -22,5%, -28,9% et -20,4% respectivement. Pour chaque point additionnel attribué à l’expérience acquise dans son pays d’origine, le salaire d’un immigrant croît de 1,9%. En ce qui concerne l’ancienneté, pour chaque semaine supplémentaire passée au même emploi, le salaire augmente en moyenne de 0,2%. L’ajout de l’âge, de l’état matrimo- nial, des années d’admission des immigrants au Québec et de la maîtrise de l’anglais modifie quelque peu les résultats exposés à la deuxième colonne. L’expérience acquise à l’étranger perd sa significativité statistique et l’âge et la maîtrise de l’anglais démontrent un faible pouvoir explicatif sur la variation du salaire des immigrants.
À la suite du choix de mobilité, l’écart salarial entre les hommes et les femmes n’est toujours pas statistiquement significatif. Les résultats du deuxième emploi apparaissent au tableauA.2. En comparant le modèle 1 du premier et du deuxième emploi, on constate qu’à la deuxième période la scolarité a un rendement plus élevé sur le salaire d’environ 4% pour un immigrant détenant un diplôme post-secondaire, universitaire de premier cycle ou soit universitaire de deuxième ou de troisième cycle. En acceptant une nouvelle offre d’emploi, les immigrants rentabilisent davantage leur scolarité. Il se peut qu’en bénéficiant de temps supplémentaire les immigrants trouvent un emploi qui correspond davantage à leur niveau de scolarité. L’ancienneté du deuxième emploi est également statistiquement significative.
En outre, pour les deux emplois, il a été vérifié que l’ajout de termes interactifs entre l’expé- rience et la variable dichotomique femme et entre l’ancienneté et cette même variable femme ne modifiait pas les résultats. En les incluant, ce sont les mêmes variables indépendantes qui ont un pouvoir explicatif sur la variation du salaire et ces dernières ne sont pas statistiquement significatives. Pour ces raisons, les résultats ne figurent pas sur le tableau.
En d’autres termes, autant au premier qu’au deuxième emploi, la variable femme n’est pas statistiquement différente de zéro. Les femmes ne semblent pas être pénalisées par la mobilité en emploi relativement à leurs homologues masculins. Ce résultat réfute le résultat théorique selon lequel un écart salarial se concrétise une fois l’enclenchement de la carrière des individus. Par ailleurs, il n’est pas possible de se prononcer sur le rendement de l’ancienneté en fonction du sexe des individus. À la lecture de ces résultats, tous les cas énoncés au tableau2.1 sont exclus de l’analyse. Il s’avère impossible de déterminer si le salaire moyen et le rendement de l’ancienneté des hommes et des femmes mobiles favorisent un sexe en particulier.
Immigrants occidentaux
Les immigrants sont divisés en fonction de leur région de provenance. Aux modèles 1 et 2 du premier emploi, présentée au tableauA.3, les hommes et les femmes américains et européens de l’Ouest reçoivent en moyenne un salaire identique. Suite à la mobilité, au deuxième emploi, les femmes perçoivent en moyenne un salaire inférieur à celui des hommes de 13,9%. L’ajout de l’âge, de l’état matrimonial, de l’année d’admission et de la maîtrise de l’anglais au modèle 2 confirme ce résultat : les femmes américaines et européennes enregistrent, en moyenne, un salaire inférieur de -13% par rapport à leurs homologues masculins. L’insertion de variables interactives au modèle 3 élimine la significativité statistique de la variable femme. Il s’avère impossible de statuer sur le rendement de l’ancienneté et de l’expérience en fonction du sexe des immigrants.
Selon les résultats obtenus au modèle 2 du deuxième emploi, le cas 1, 3 et 5 du tableau
2.1correspondent possiblement à la situation des immigrants occidentaux où le salaire moyen des mobiles avantage les hommes.
Immigrants des pays en développement
Concernant les autres régions de provenance, les résultats présentés aux tableauxA.4,A.5et
A.6 divergent de ceux des immigrants occidentaux. Au deuxième emploi, la variable femme n’affiche pas de résultat statistiquement différent de zéro pour aucune de ces régions. Elle est statistiquement significative qu’à la première colonne du tableau A.5 qui correspond au premier emploi des immigrants provenant de l’Europe de l’Est, où ces dernières perçoivent en moyenne un salaire inférieur de -14,9% relativement aux hommes. Il est intéressant de noter que les diplômes d’étude ne sont pas systématiquement statistiquement significatif comme dans le cas des pays occidentaux. Par exemple, pour les maghrébiens, il y a uniquement le diplôme
de maîtrise ou de doctorat, au premier emploi, qui entraîne une variation positive de leur salaire. Une fois la mobilité entreprise, le rendement de la scolarité n’est plus statistiquement significatif pour aucun diplôme. Auprès des immigrants africains, la scolarité n’a pas d’impact sur leur salaire autant au premier qu’au deuxième emploi.
Dans le reste du travail, les immigrants du Maghreb, de l’Afrique, de l’Europe de l’Est, de l’Amérique Latine, de l’Asie de l’Est et de l’Ouest sont regroupés ensemble, puisqu’ils par- tagent cette caractéristique commune d’absence d’écart salarial entre les hommes et les femmes pour le deuxième emploi. Ils sont nommés les immigrants des pays en développement. En les rassemblant au tableauA.7, ils expérimentent toujours une situation distincte à celle des im- migrants occidentaux. En aucun cas, la variable femme figure comme étant statistiquement significative. En ce qui concerne les autres variables explicatives, les diplômes d’éducation détiennent un pouvoir explicatif moindre comparativement aux Occidentaux. À la première colonne du tableauA.7, il est démontré que les immigrants détenant une maîtrise ou un docto- rat perçoivent un salaire plus élevé de 22,2% par rapport aux immigrants possédant un diplôme d’étude secondaire ou moins, tandis que ce rendement scolaire se chiffre à 52,5% chez les im- migrants occidentaux. Les niveaux de scolarité inférieur à celui-ci ne sont pas statistiquement significatif. Cela indique que les immigrants provenant des pays en développement et détenant un baccalauréat ou un diplôme collégial ne recoivent pas, en moyenne, un salaire plus élevé que ceux ayant des études équivalentes à un secondaire ou moins. Ces différences de rendement montrent que les diplômes obtenus dans les pays en développement détiennent une valeur mar- chande moindre relativement à ceux des pays occidentaux. Il est possible de présumer que les