L’enquête populationnelle EDTR offre des informations précises pour l’étude de la dynamique des transitions sur le marché du travail, permettant ainsi d’analyser de façon systématique les mouvements des individus entre les trois états du marché du travail sur une vaste période de temps. Dans le cadre de nos analyses, on utilise les données des cinq panels de six ans: panel 1 (de 1993 à 1998), panel 2 (de 1996 à 2001), panel 3 (de 1999 à 2004), panel 4 (de 2002 à 2007) et panel 5 (de 2005 à 2010). L’une des forces de l’EDTR est qu’elle fournit la date de début et de fin de chaque épisode d’emploi, de chômage et d’inactivité. Cette information précise permet de retracer l’historique complet des individus jusqu’à la dernière entrevue, même si les épisodes ont commencé avant le début de l’enquête, permettant ainsi de connaître la durée complète des épisodes. Cependant, l’EDTR ne fournit pas d’information précise sur les
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emplois occupés avant le début de l’enquête, mais donne des détails sur le nombre d’années d’expérience de travail. Dans la section des résultats, on fournit des informations sur la durée de l’emploi précédant les cessations d’emploi volontaire et involontaire par groupe d’âge et période de temps.
L’analyse porte sur l’ensemble des travailleurs (excluant les travailleurs autonomes) de 25 ans et plus. La raison pour laquelle nous excluons les individus de moins de 25 ans dans nos analyses est le plus grand risque d'incertitude entourant leur comportement en matière d’emploi. Il y a également plus de probabilité qu’ils soient aux études. En outre, les individus qui ont été conservés dans l’échantillon doivent avoir vécu au minimum une transition de l’emploi vers l’un des trois statuts au cours de sa participation à l’enquête. Le tableau 1 présente la taille de l’échantillon final, une fois retiré tous ceux qui avaient des valeurs manquantes dans les variables d’intérêt.
Tableau 1 : Taille de l’échantillon final par période de fin d’emploi, nature du départ et groupe d’âge
FIN EMPLOI Québec Ontario
1993-1998 3 581 4 120 1999-2004 3 729 5 110 2005-2011 3 955 4 895 NATURE DÉPART Volontaire 5 516 8 578 Involontaire 5 749 5 547 GROUPE D'ÂGE 25 à 44 ans 6 469 8 259 45 à 49 ans 1 265 1 434 50 à 55 ans 1 649 1 828 56 à 60 ans 1 067 1 432 61 ans et plus 815 1 172
L’utilisation des données longitudinales mène inévitablement à s’interroger sur le problème de l’érosion de l’échantillon, c’est-à-dire la perte graduelle de répondants chaque année pendant la vie du panel (Boudarbat, 2008). Toutefois, dans le cadre de ce chapitre, le fait de conserver tous les individus qui
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ont vécu au minimum une transition diminue grandement les risques que l’érosion influence les tendances observées dans les résultats. Notre sous-échantillon ne représente toutefois pas l’ensemble des travailleurs, mais bien ceux qui ont vécu une transition entre l’emploi, le chômage ou l’inactivité. Ainsi, les individus ayant resté au sein de la même entreprise pour toute la durée de l’enquête ne sont pas inclus dans notre échantillon final.
À titre informatif, le tableau suivant offre un portrait, exprimé en pourcentage, des individus qui ont conservé le même emploi tout au long de l’enquête pour le panel allant de 2005 à 2010 et qui ne sont donc pas partie prenante dans notre échantillon final. Pour calculer cette statistique, on a distingué parmi les individus ayant participé à 5 ou 6 années d’enquête, ceux ayant vécu un changement, de ceux ayant resté stable avec le même employeur.
Tableau 2 : Proportion des individus ayant restés au sein de la même entreprise pour la durée complète de l’enquête pour la période de 2005 à 2010, par province et groupe d’âge
GROUPES D’ÂGE QUÉBEC ONTARIO
25 à 34 ans 24.6 % 22.8 % 35 à 44 ans 38.1 % 37.4 % 45 à 49 ans 43,9 % 44,6 % 50 à 55 ans 47,0 % 47,7 % 56 à 60 ans 35,3 % 37,9 % 61 ans et plus 30,6 % 34,1 %
Globalement, pour la période de 2005 à 2010, le pourcentage de travailleurs qui sont demeurés en emploi au sein de la même entreprise est assez similaire entre les deux provinces. Par conséquent, la plupart des écarts sont non-significatifs, sauf pour les jeunes et les plus âgés de notre population. En Ontario, la proportion des travailleurs de 56 ans et plus ayant restés avec le même employeur est plus élevée de quelques points de pourcentage que pour leurs homologues québécois. Le tableau 2 nous renseigne également sur la proportion du nombre d’individus ayant vécu une transition entre les trois états du marché du travail au cours de cette période, ce qui représente la balance des individus. Il est intéressant de constater que le nombre de personnes qui ont vécu au minimum une transition en emploi concerne une
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grande majorité au sein de tous les groupes d’âge. Toutefois, aux termes des analyses présentées dans ce chapitre, il n’est pas nécessaire de conserver uniquement ceux qui ont participé à l’intégralité de l’enquête. Cette restriction sera, toutefois, prise en compte dans le deuxième chapitre de cette thèse où la durée des épisodes de chômage et d’inactivité, ainsi que le nombre de transition seront examinés dans l’analyse de la mobilité professionnelle.
Dans ce qui suit, deux types de résultats sont présentés. Dans la première section, on expose différentes statistiques descriptives soutenues par les tests de significativité appropriés (t-tests et tests de khi-carré de Pearson). Plus spécifiquement, on compare la situation des individus du premier panel (de 1993 à 1998) à ceux du dernier panel (de 2005 à 2010) sur les points suivants : le niveau de scolarité, la proportion des départs involontaires et la durée des épisodes d’emploi précédant les cessations d’emploi selon leur nature, volontaire ou involontaire. Les résultats mettent en lumière les différences observées entre le Québec et l’Ontario par groupe d’âge, et également montrent l’évolution des indicateurs au cours de la période couverte par l’EDTR. Les différents résultats descriptifs présentés permettront d’alimenter la discussion sur les enjeux reliés au maintien des travailleurs âgés actuels et futurs en anticipant l’évolution des caractéristiques présentées. Afin d’assurer une inférence adéquate des résultats observés à la population visée, on applique la pondération dans les analyses descriptives et multivariées qui suivent.
Dans la deuxième section des résultats, l’analyse Logit multinomial (LM) a été choisie comme modèle d’affectation des personnes à un type de transition. Avec cette méthode, la variable expliquée peut prendre plus de deux modalités : la variable expliquée correspond aux transitions entre emploi, chômage et inactivité, il y a donc trois possibilités. On estime la probabilité de vivre un épisode de chômage ou d’inactivité à la suite du départ d’un emploi plutôt que de se relocaliser directement en emploi. La variable dépendante utilisée possède trois catégories de type non ordonné (1 : « transition emploi vers emploi », 2 : « transition emploi vers chômage », et 3 : « transition emploi vers inactivité »). Dans ce modèle, la probabilité que l’individu i choisisse la modalité j peut être écrite de la façon suivante :
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Dans cette équation, les βj peuvent varier selon les modalités de j (Hurlin, 2003). Il est à noter que les
paramètres s’interprètent comme les écarts au référentiel, c’est-à-dire au paramètre de modalité 0. L’analyse LM consiste à désigner une catégorie de référence et à exprimer l’estimation des modalités par rapport à cette référence. Cette méthode est similaire à l’estimation de plusieurs régressions logistiques binaires, une pour chaque combinaison de deux choix. Dans le cas présent, c’est la modalité « transition emploi vers emploi » qui joue le rôle de modalité de référence.
Les pourcentages de chance de faire tel ou tel choix sont indépendants les uns des autres dans le modèle LM. Cette propriété, par laquelle le rapport de deux probabilités associées à des événements particuliers est indépendant des autres événements, est nommée l’indépendance des alternatives non pertinentes (IIA). En d’autres mots, la préférence pour une alternative doit être indépendante de la préférence pour une autre alternative, c’est-à-dire que la probabilité relative de choix entre i et j est donc indépendante des autres alternatives disponibles. Ainsi, la probabilité relative qu’un individu choisisse l’alternative i plutôt que l’alternative j ne dépend que des caractéristiques des alternatives i et j. Cette propriété peut aussi être un avantage du modèle LM, dans le sens où le modèle peut être calibré sur un ensemble d’alternatives et utilisé pour prédire les choix pour un ensemble modifié.
Ensuite, pour parvenir à estimer les paramètres du modèle LM, i faut maximiser la log-vraisemblance associée au modèle, c’est-à-dire maximiser la log-vraisemblance par rapport aux vecteurs de paramètres (β1, β2, …, βm). Ainsi, on considère la modalité 0 comme étant la référence, on a :
Et :
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Ainsi, le logarithme du rapport de probabilité d’appartenir à un groupe j plutôt qu’au groupe de référence augmentera de bj pour une augmentation d’une unité de x1. Ce modèle permet de quantifier la force de
l’association entre la survenue d’un événement, représentée par la variable dépendante, et les facteurs susceptibles de l’influencer, représentés par les variables explicatives. Dans le cadre de nos analyses, les variables explicatives retenues sont les suivantes :
- x1 : les provinces (Québec et Ontario);
- x2: les périodes de fin de l’emploi (de 1993 à 1998, de1999 à 2004, de 2005 à 2010);
- x3 : les groupes d’âge (25 à 34 ans, 35 à 44 ans, 45 à 49 ans, 50 à 55 ans, 56 à 60 ans, 61 ans et plus);
- x4 : le type de cessation d’emploi (volontaire et involontaire);
- x5 : le niveau de scolarité (sans diplôme d’études secondaires (DES), DES, diplôme post-secondaire,
diplôme universitaire);
- x6 : étiquette indiquant si le travailleur est syndiqué ou fait partie d’une convention collective;
- x7 : étiquette indiquant l’appartenance au secteur public ou privé;
- x8 : la taille du milieu de travail (moins de 20 employés, de 20 à 99, de 100 à 499, 500 et plus);
- x9 : regroupement professionnel (8 catégories).
Les cessations d’emploi sont analysées en tenant compte de leur nature volontaire ou involontaire. Les cessations d’emploi volontaires comprennent principalement celles dues à la maladie ou à l’incapacité, aux obligations familiales ou personnelles, aux études, à l’insatisfaction et à la retraite. Les cessations d’emploi involontaires sont dues aux fermetures de compagnies, aux mises à pied, au manque de travail, aux fins de contrats et aux conflits de travail. Les termes volontaire et involontaire correspondent à l'usage de la littérature. Une autre nomenclature pourrait être utilisée : les cessations d’emploi volontaires sont basées davantage sur des raisons personnelles, tandis que celles dites involontaires reposent plutôt sur des raisons économiques.
Les répondants des différents panels ont été regroupés selon les années de fin d’emploi, c’est-à-dire ceux qui ont terminé un emploi entre 1993 et 1998, 1999 et 2004, 2005 et 2010. Ce découpage permet alors une utilisation optimale de tous les panels qui se chevauchent. On procédera dans les analyses à l’ajout progressif des variables explicatives pour vérifier leur effet sur l’amplitude des estimations selon le groupe d’âge. L’association ainsi estimée est dite « ajustée » sur l’ensemble des autres facteurs. Les
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résultats présentés sont pondérés afin d’assurer une bonne représentativité de la population visée. Le modèle final tiendra compte de l’effet simultané de l’ensemble des variables explicatives intégrées dans le modèle. La variable indiquant la taille des milieux de travail est ajoutée aux modèles finaux à titre de variable contrôle : des constats empiriques suggèrent que les moyennes et grandes entreprises sont les plus touchées par les rigidités institutionnelles (Haltiwanger et al, 2006). Également, il a été observé que la durée moyenne de l’emploi augmente à mesure que la taille de l’établissement prend de l’importance. Cette tendance est également observée chez les employés syndiqués comparés à leurs homologues non syndiqués, ainsi que chez les employés œuvrant dans le secteur public.