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L'écart salarial entre les hommes et les femmes immigrants qualifiés au Québec

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Texte intégral

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L’écart salarial entre les hommes et les femmes

immigrants qualifiés au Québec

Mémoire

Léamaude Longpré Verret

Maîtrise en économique

Maître ès arts (M.A.)

Québec, Canada

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Résumé

Ce texte cherche à déterminer si à un niveau de productivité identique un écart salarial entre les hommes et les femmes immigrants québécois fortement scolarisés s’observe. À cette fin, un modèle de discrimination statistique est utilisé qui postule qu’il est plus coûteux pour un employeur d’évaluer la productivité d’une femme et que le signal de productivité se précise plus rapidement chez les hommes. Ces deux hypothèses permettent de formuler plusieurs prédictions théoriques portant sur l’écart salarial entre les sexes. Celles-ci sont vérifiées à l’aide de données obtenues par l’Enquête sur les immigrants de la catégorie des travailleurs qualifiés. Les résultats suggèrent que la situation des immigrants occidentaux corrobore partiellement les prédictions théoriques, tandis que celle des immigrants provenant des pays en développement les rejette.

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Table des matières

Résumé iii

Table des matières v

Liste des tableaux vii

Introduction 1

1 Revue de la littérature 3

1.1 Les femmes immigrantes sur le marché de l’emploi québécois. . . 3

1.2 Modèles de discrimination . . . 4

2 La structure du modèle 7

2.1 Les profils de salaire d’équilibre . . . 9

3 Les données et l’analyse empirique 17

3.1 L’échantillon . . . 17

3.2 Résultats d’estimation . . . 20

Bibliographie 35

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Liste des tableaux

2.1 La différence de rendement de la mobilité et de l’ancienneté chez les hommes

et les femmes . . . 14

A.1 Statistiques descriptives . . . 39

A.2 Au premier et au deuxième emploi des immigrants mobiles. . . 40

A.3 Au premier et au deuxième emploi des Occidentaux mobiles . . . 42

A.4 Au premier et au deuxième emploi des immigrants mobiles du Maghreb et de l’Afrique . . . 44

A.5 Au premier et au deuxième emploi des immigrants mobiles de l’Europe de l’Est et de l’Amérique Latine . . . 45

A.6 Au premier et au deuxième emploi des immigrants mobiles de l’Asie de l’Est et de l’Asie de l’Ouest. . . 46

A.7 Au premier et au deuxième emploi pour l’ensemble des immigrants mobiles provenant des pays en développement . . . 47

A.8 Emploi détenu au moment de l’enquête pour l’ensemble des immigrants . . . . 49

A.9 Les immigrants occidentaux au moment de l’enquête . . . 51

A.10 Les immigrants provenant des pays en voie de développement au moment de l’enquête. . . 53

A.11 Les immigrants occidentaux désagrégés en fonction du choix de stabilité ou de mobilité . . . 55

A.12 Les immigrants provenant des pays en voie de développement désagrégés en fonction du choix de stabilité ou de mobilité . . . 57

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(9)

Pour les jeunes filles et les jeunes femmes de ce monde qui n’ont pas la chance d’aller à l’école

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Il y a plus de courage que de talent dans la plupart des réussites.

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Remerciements

Je tiens à remercier mon directeur de recherche Monsieur Guy Lacroix. Dès le commencement de cette recherhe, il m’a fourni les informations et le matériel nécessaires à la réalisation de mon projet de mémoire. Il encadre et dirige bien ses étudiants ce qui a contribué à rendre mon passage au département d’économique de l’Université Laval des plus agréables.

Je tiens également à souligner les multiples encouragements de mes proches et surtout de mon beau père Michel Bernier.

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Introduction

L’écart salarial entre les hommes et les femmes persiste même en tenant compte des caractéris-tiques observables des individus, des firmes et de l’emploi. Plusieurs théories ont été formulées pour expliquer la persistance d’une inégalité salariale entre les hommes et les femmes à un niveau de productivité identique. Pourtant aucune d’entre elles n’est parvenue à proposer une explication convaincante, sans ambiguïté et faisant objet d’un consentement (Cain, 1986). Toutefois, il serait souhaitable de comprendre les fondements théoriques, étant donné que la présence des femmes dans le milieu universitaire est fortement à la hausse par rapport aux années antérieures. Elles vont donc occuper des emplois clés dans la société.

Il est de coutume d’analyser la discrimination statistique entre les hommes et les femmes, entre les hommes blancs et noirs, ou entre les natifs et les immigrants. La discrimination statistique signifie qu’à un niveau de productivité identique, les individus ne sont pas récompensés par un salaire égal. Peu d’études se sont interrogées à savoir si cette inégalité salariale se retrouvait également auprès des hommes et des femmes immigrants. Dans cette optique, ce texte cherche à déterminer s’il existe un écart salarial entre les hommes et les femmes immigrants québécois fortement qualifiés, nouvellement arrivés et intégrés au marché de l’emploi québécois. Pour se faire, le modèle de discrimination statistique proposé par Belley et al. (2013) est utilisé. Ce type de modèle découle de l’hypothèse d’imperfection de l’information (Havet et Sofer,2002).

Il importe de comprendre les difficultés vécues par les nouveaux arrivants dans le but de faciliter leur insertion sur le marché du travail québécois et ainsi, d’assurer leur contribution à améliorer le bien-être de la société d’accueil. Une mauvaise insertion implique des coûts et des conséquences pour cette dernière. L’immigrant peut soit se retirer de la population active, se rabattre sur les programmes de sécurité sociale, retourner dans son pays d’origine ou soit immigrer vers d’autres destinations (Bourdabat et Cousineau,2010). À cet égard, il est judicieux d’observer si l’un des sexes, parmi les immigrants québécois, réussit plus facilement à s’intégrer au marché de l’emploi.

L’apport de ce texte à la littérature existante est d’analyser si cette inégalité salariale se ma-nifeste également auprès des immigrants québécois faisant partie de l’Enquête des immigrants de la catégorie des travailleurs qualifiés. Cette enquête fut menée, en 2011, par le ministère de l’Immigration et des Communautés culturelles (MICC). Les nouveaux arrivants, établis entre

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le 1er janvier 2002 et le 31 décembre 2009, furent interrogés sur l’ensemble des emplois qu’ils

ont occupé au Québec.

Le modèle prédit notamment qu’à l’entrée sur le marché de l’emploi, l’écart salarial entre les hommes et les femmes est nul. Il se concrétise au fur et à mesure que la carrière des individus progresse. Dans cette optique, l’écart salarial entre les hommes et les femmes immigrants est mesuré à leur entrée sur le marché de l’emploi québécois et une fois la carrière amorcée. Les résultats obtenus dans la présente étude ne confirment pas l’ensemble des prédictions théoriques. Elles trouvent un appui différent selon la région de provenance des immigrants et le choix de stabilité ou de mobilité en emploi. Les immigrants occidentaux partagent davantage de similitudes avec les prédictions théoriques que ceux provenant des pays en développement. Dans ce qui suit, à la section 1, une revue de la littérature portant sur la situation des immigrants en emploi au Québec et sur les modèles de discrimination est présentée. À la section 2, la structure du modèle de discrimination statistique est exposée et pour terminer, à la section 3, les résultats obtenus sont présentés.

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Chapitre 1

Revue de la littérature

Dans le but d’avoir une bonne compréhension de la problématique à l’étude, il importe de décrire la situation des immigrants sur le marché de l’emploi québécois et de recenser la littérature sur l’écart salarial entre les hommes et les femmes. Cette section aborde ces deux aspects.

1.1

Les femmes immigrantes sur le marché de l’emploi

québécois

Tout d’abord, deux études ont été sélectionnées dans le but de cibler les facteurs qui facilitent ou alourdissent le processus d’intégration des immigrants sur le marché du travail.

En 2006, il a été constaté que le nombre d’immigrants québécois possédant un diplôme univer-sitaire et occupant un emploi requérant peu de qualifications étaient à la hausse. En effet, le recensement de cette année dévoile que, depuis 1991, le taux de femmes immigrantes récentes, n’exerçant pas un emploi lié à leur domaine d’étude, est passé de 36% à 44%, alors que cette proportion a augmenté de 22% à 28% chez les hommes immigrants récents, et qu’il a cru de 24% à 29% et de 12% à 21% pour les femmes et les hommes immigrants de plus longue date, respectivement. Galarneau et Morisette (2008) se sont intéressés à comprendre dans quelle mesure les changements socio-démographiques des immigrants québécois de longue date jus-tifiaient cette hausse. Chez les femmes immigrantes, cette augmentation s’explique par le fait qu’elles détiennent un diplôme dans un domaine d’études non appliqué, qu’elles enregistrent un niveau d’études plus faible que leur homologue masculin et que leur provenance et leur langue d’origine se distinguent des anciennes cohortes d’immigrants. En bref, les auteurs en concluent que pour les femmes immigrantes, les changements observés au niveau du profil socio-démographique expliqueraient la quasi-totalité de cet accroissement. Les compétences linguistiques et la non reconnaissance des compétences, de la scolarité ou de l’expérience ac-quise à l’étranger, joueraient un rôle secondaire.

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Pour leur part, Bourdabat et Cousineau (2010) s’interrogent sur la perception qu’ont les immigrants québécois sur la qualité de leur appariement en emploi. Les requérants principaux masculins affirment que l’emploi occupé satisfait tout à fait ou même dépasse leurs attentes dans 58,3% des cas. Cette proportion s’élève à 56,1% chez les femmes. Les résultats indiquent qu’un immigrant ayant accumulé beaucoup d’expérience à l’étranger et qui est âgé occupera souvent un emploi qui correspond beaucoup moins à ses attentes. Ils montrent également que les immigrants se considèrent, dans certain cas, comme étant sous-employés et que le niveau de satisfaction augmente avec le salaire. Ils soulignent que les femmes, éprouvant de la difficulté à trouver un emploi qui correspond à leurs attentes, s’explique par le fait qu’elles ne parviennent pas à faire reconnaître leurs expériences acquises à l’étranger. Cet impact engendre des répercussions négatives plus importantes chez les femmes que chez les hommes immigrants. Il ressort aussi de cette étude que les femmes immigrantes en provenance de l’Afrique (y compris le Maghreb) et de l’Europe de l’Est rencontrent davantage de difficultés à obtenir un emploi correspondant à leurs attentes. En d’autres termes, les deux difficultés principales, mises en lumières par ces auteurs, sont la reconnaissance du capital humain et de l’expérience étrangère.

Selon ces études, les femmes immigrantes enregistrent des résultats légèrement moins favo-rables que les hommes sur le marché de l’emploi québécois. La langue parlée, le pays de prove-nance, le domaine d’expertise, la reconnaissance du diplôme d’études et de l’expérience acquise à l’étranger et l’âge sont des facteurs importants pour comprendre le processus d’intégration des immigrants sur le marché de l’emploi québécois.

1.2

Modèles de discrimination

Plusieurs théories portant sur la discrimination salariale entre les hommes et les femmes ont vu le jour. On peut identifier deux principaux courants : la discrimination par goût et la discrimination statistique. La prochaine section vise à les exposer et à souligner l’ambiguïté de celles-ci pour expliquer la présence et la persistance d’un écart salarial sexué.

Becker(1957) est considéré comme le précuseur de la théorie de la discrimination par le goût. Il suppose que certaines personnes portent volontairement préjudice aux individus du groupe minoritaire. Le niveau de discrimination varie d’un individu à l’autre et elle provient soit de l’employeur, de l’employé, ou soit du consommateur. Pour leur part,Phelps (1972) etArrow

(1972a,b) ont élaboré des modèles de discrimination statistique qui reposent sur l’hypothèse d’imperfection de l’information. La théorie de discrimination statistique de Phelps (1972) s’applique aux groupes ethniques et aux femmes. Dans son article, il présume que les hommes blancs et les hommes noirs possèdent une distribution de productivité identique, mais que les employeurs disposent d’informations imprécises sur la productivité réelle de leurs futurs employés. Les employeurs sont donc incités à fixer les salaires en fonction des caractéristiques

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observables, telles que le groupe ethnique ou le sexe. Par exemple, on peut considérer que le manque de précision sur le signal de productivité des salariés est plus prononcé chez les femmes. Ainsi, lorsque les employeurs fixent le salaire de celles-ci, ils tiennent plus compte de la moyenne de leur productivité en tant que groupe plutôt que leur signal de productivité individuelle. Ce comportement de la part des employeurs découle entre autres du fait qu’ils perçoivent l’embauche d’une femme plus risqué. Certaines d’entre elles ont un niveau d’attachement plus faible au marché de l’emploi. Elles vivront éventuellement une maternité ou exigeront un emploi qui concilie facilement la famille et le travail. Dans cette optique, les femmes carriéristes, celles qui ont un signal de productivité élevé, sont pénalisées par rapport à leur homologue masculin simplement du fait de leur genre. Quant à Arrow (1972a,b), il introduit l’influence des croyances (fondées ou pas) sur la productivité, véhiculées à l’égard de différents groupes, dans le processus d’embauche et de rémunération (Havet et Sofer,2002).

Néanmoins, ces modèles sont peu conformes à l’évidence empirique et arrivent difficilement à générer un écart salarial. Selon Becker (1957), le goût de la discrimination chez les individus s’estomperait à long terme, étant donné que les firmes désirent rester compétitives dans un marché d’équilibre concurrentiel. Quant au modèle de Phelps (1972), il n’est pas parvenu à générer un écart entre les salaires moyens des hommes et des femmes, vu que la différence de fiabilité des signaux de productivité n’a pas réussi à influencer le salaire moyen (Havet et Sofer,

2002). Ce modèle nécessite de postuler une différence dans la productivité des individus afin de créer un écart salarial. En posant l’hypothèse que les travailleurs des deux sexes sont rémunérés en fonction de leur productivité moyenne présumée identique, le salaire correspondait à la productivité moyenne des individus. Or, dans ce cas, l’écart salarial n’est pas discriminatoire. Pour sa part, Arrow prédisait que les croyances portées à l’égard des groupes se dissiperaient à long terme, puisqu’elles ne sont pas fondées (Havet et Sofer,2002).

Bien que les nouveaux modèles de discrimination par goût affichent des résultats plus intéres-sants dans le long terme, ils sont moins aptes à expliquer la source des préjudices, alors que les modèles de discrimination statistique réussissent à rationaliser le choix des employeurs en proposant des salaires plus faibles aux groupes pour lesquels ils détiennent une information imparfaite sur la productivité de leurs membres (Belley et al., 2013). De plus, ce type de modèle ne postule pas la présence, a priori, d’antipathie ou d’un biais de préférence pour un certain groupe (Belley et al.,2013).

Le modèle de discrimination statistique utilisé dans cette étude s’inspire du courant élaboré parPhelps (1972) qui a également été repris par Rothschild et Stiglitz(1982), suggérant que les femmes ont davantage de chance de se retrouver dans un emploi qui ne correspond pas à leurs compétences en raison d’un manque de fiabilité de leurs signaux, et par Oettinger

(1996), qui propose un cadre dynamique. Ce dernier démontre qu’à l’entrée sur le marché du travail, un homme noir et un homme blanc perçoivent en moyenne un salaire identique. L’écart salarial se manifeste au fur et à mesure du déroulement des carrières des individus

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par l’entremise de variables endogènes. Il met également en évidence que le rendement de la mobilité et de l’expérience sont en moyenne plus importants pour les hommes blancs. Toutefois, il ne parvient pas à prouver que l’ancienneté bénéficie, en moyenne, davantage aux hommes noirs qu’aux hommes blancs, tel que préalablement prédit par ses hypothèses théoriques. Cette présomption découle du fait qu’en conservant le même emploi, l’information détenue par l’employeur sur la productivité de son salarié se précise. Par conséquent, le salaire des noirs croîtraient plus que celui des blancs avec l’ancienneté, puisque ceux-ci ont tendance à changer moins fréquemment d’emploi.

D’autres auteurs sont parvenus à démontrer empiriquement qu’à l’entrée sur le marché de l’emploi le salaire perçu diffère très peu entre les genres. L’écart se concrétise quelques années suivant l’insertion des individus sur le marché de l’emploi (Loprest,1992;Napari,2009;Bono et Vuri,2011). Par ailleurs, l’étude deLoprest(1992) a révélé que le salaire d’un homme croît fortement lorsqu’il change d’emploi relativement à une femme. Au début de la carrière d’un homme, la mobilité jouerait un rôle crucial pour expliquer la croissance salariale.

Plus particulièrement, le modèle utilisé dans le présent texte, celui de Belley et al. (2013), emprunte la même voie que le modèle d’Oettinger (1996) à une différence près. Ce dernier postule que le ratio bruit/signal de la productivité d’une femme et d’un homme disparaît avec l’ancienneté, alors que dans l’étude de Belley et al. (2013), la productivité des femmes est toujours bruyante même si elles acquièrent des années d’ancienneté. Les auteurs de ce modèle présument qu’à travers le temps, les employeurs prennent connaissance des caractéristiques et de la productivité des travailleurs. Oettinger a présumé que même si les assymétries et les informations imparfaites sont éphémères, elles parviennent à créer un écart salarial permanent entre les sexes. En présumant que la productivité des femmes ne serait jamais complètement dévoilée, les résultats obtenus ont mis en évidence qu’un écart salarial se creusait dès les premières années des individus en emploi et qu’il perdurait pour l’entièreté de leur carrière (Belley et al.,2013).

Dans l’ensemble, le modèle de discrimination statistique s’appuie sur des hypothèses qui sont testables empiriquement. Néanmoins, Oettinger (1996) conclut son article en affirmant que « : the existing models of statistical discrimination have generated few testable implications, and consequently, the empirical relevance of the statistical discrimination hypothesis remains unknown». Malgré les avancées réalisées grâce aux modèles de discrimination statistique sur la problématique, il demeure impossible de se positionner sur la présence de discrimination statistique, la pierre angulaire de ce modèle.

En bref, l’étude qui suit s’intéresse à savoir si la discrimination statistique entre les hommes et les femmes, qui se vérifie dans plusieurs pays de l’OCDE, se manifeste également auprès des immigrants québécois fortement scolarisés. Il s’avère possible que le phénomène se distingue, étant donné qu’ils sont soumis à des difficultés du marché du travail différentes des natifs.

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Chapitre 2

La structure du modèle

La prochaine section vise à exposer de façon plus exhaustive le modèle théorique de discrimina-tion statistique élaboré par Belley et al.(2013). Tel que mentionné précédemment, ce modèle de discrimination statistique s’inscrit dans un cadre dynamique et intègre le concept de l’ap-pariement. Il pose l’hypothèse que ex ante la productivité de n’importe quel appariement n’est pas parfaitement observée, que le signal initial de productivité est davantage bruyant pour le groupe minoritaire (les femmes dans ce cas-ci) et que l’acquisition d’information additionnelle sur la qualité de l’appariement s’obtient avec l’ancienneté. L’apport du modèle deBelley et al.

(2013) est de supposer que même si une femme accumule des années d’ancienneté, la qualité de l’appariement ne sera pas complètement dévoilée, alors qu’elle le sera pour un homme. Cette hypothèse est conjecturée pour tenter d’expliquer la persistance de l’écart salarial entre les sexes lorsque l’ensemble des caractéristiques observables est contrôlé. Par exemple, si un em-ployeur embauche une femme nouvellement diplômée, ayant dans la vingtaine, il est possible que cette dernière quitte le marché de l’emploi en raison d’une maternité. Conséquemment, le signal de productivité des femmes est moins fiable et le terme d’erreur est plus bruyant. L’employeur sera moins enclin à lui offrir des formations supplémentaires ou de lui octroyer des dossiers importants. Le potentiel de cet employé n’est donc pas exploité au maximum. L’employeur ignore la productivité réelle de cette femme, malgré qu’elle acquiert des années d’ancienneté. Ainsi, l’appariement est moins bien révélée pour la femme.

Dans ce modèle, les agents sont des firmes compétitives. Les salaires sont négociés de façon individuelle entre l’employeur et l’employé. Ils sont fixés en fonction de la productivité attendue du salarié, conditionnellement à l’ensemble de l’information disponible à son sujet. En ce qui a trait aux employés, ils cherchent à maximiser leur revenu en effectuant des choix de mobilité afin de réaliser un salaire à la hauteur de leurs attentes.

Tout d’abord, les employés sont présumés travailler durant deux périodes (t = 1,2) et maxi-miser leur revenu durant l’entièreté du temps qu’ils sont actifs sur le marché du travail. Au début de chaque période t, un travailleur reçoit une seule offre d’emploi. La productivité réelle

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d’un travailleur pour l’emploi offert à la période t, µti, est une variable aléatoire avec une loi connue et identique pour les hommes et les femmes : µti ∼ Nµ¯i,σµi2



. La productivité des individus dépend de la qualité de l’appariement. Par ailleurs, les offres de travail pour les deux périodes proviennent de tirages indépendants sous-jacents à la distribution de productivité de l’appariement. Cette mesure assure que les antécédents professionnels d’un individu n’inter-viennent pas dans l’évaluation de sa productivité pour la formation d’un nouvel appariement. L’incertitude, quant à la qualité de l’appariement, est véhiculée autant du côté de la firme que du côté du travailleur. Elle peut uniquement être vérifiée une fois que l’individu i est en emploi au temps t. La productivité observée du travailleur i est formulée de la façon suivante : sj1i= µ1i+ εj1i, où εj1i∼ N 0,σε2j , j ∈ {f,h} , (2.1)

où f et h représentent les femmes et les hommes, respectivement. Il est supposé que la pro-ductivité réelle d’un travailleur µ1i et le terme d’erreur ε1i ne sont pas corrélés. Au début de

la seconde période, le travailleur décide de rester ou de changer d’emploi. S’il opte pour la mobilité, l’employeur et l’employé observent la productivité du nouvel appariement avec le même terme d’erreur qu’au premier emploi, c’est-à-dire :

sj2i= µ2i+ εj2i, où εj2i∼ N 0,σε2j , j ∈ {f,h} . (2.2)

Si, au contraire, le travailleur conserve le même emploi, son/sa productivité réelle reste µ1i,

puisque le modèle écarte la possibilité d’investissement en capital humain. Ainsi, les deux parties raffinent leur mesure de la productivité réelle, µ1i. Pour la deuxième période, la pro-ductivité observée des employés stables se lit comme suit :

s0j1i= µ1i+ vij, où vji ∼ N 0,σ2vj



et σv2j < σ2εj, j ∈ {f,h}. (2.3)

La variance du terme d’erreur est plus petite lorsque le travailleur demeure au même emploi que s’il change d’emploi, puisque le signal de productivité se précise et que le degré d’erreur, commis par l’employeur dans la mesure de la productivité de son salarié, diminue.

Phelps(1972) postule que l’écart salarial entre les sexes se crée essentiellement à partir de la qualité du signal de productivité, i.e. σε2f > σε2h.Belley et al.(2013) appuient cette hypothèse et

renchérissent en affirmant que l’écart persiste indépendamment de l’ancienneté. Cette dernière présomption s’écarte du modèle d’Oettinger, puisque ce dernier suppose que le bruit du signal de productivité disparaît à la seconde période pour les deux genres, alors que ce modèle-ci présume que la variance du terme d’erreur est nulle pour les hommes, mais que celle des femmes émet toujours du bruit, i.e. 0 = σ2

vh < σv2f.

En outre, il est supposé que le marché de l’emploi est concurrentiel et qu’il est composé de firmes et d’employés neutres au risque. Ainsi, les employeurs offrent un salaire égal à la pro-ductivité individuelle espérée, conditionnellement à l’information dont ils disposent et compte

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tenu qu’en concurrence parfaite les entreprises enregistrent des profits nuls. À la première période, le profil des salaires s’écrit de la façon suivante :

wj1i= Eµ1i s j 1i  , j ∈ {f,h}. (2.4)

Le contrat salarial de la deuxième période est déterminé par le signal de productivité indivi-duel ; s0j1isi l’individu conserve le même emploi et sj2isi l’individu effectue un choix de mobilité. Un employé change d’emploi, si et seulement si, le salaire attendu pour le deuxième emploi est supérieur au salaire reçu pour l’emploi en cours ˆµj2i≡ Eµ2i

s j 2i  > ˜µj1i≡ Eµ1i s 0j 1i  où ˆ

µt≡ E(µt|st) représente l’espérance conditionnelle de la productivité ex ante à l’appariement

du salarié en emploi au temps t et où ˜µj1i ≡ E(µ1i|s1i) indique la productivité attendue du

salarié stable, à la deuxième période, ex ante à l’appariement. Par exemple, pour une femme qui a une productivité élévé et qui perçoit un faible salaire à la première période, elle acceptera l’offre d’emploi de la deuxième période, si et seulement si, le salaire attendu du second emploi est supérieur au salaire en cours. À la seconde période, les salaires correspondent à :

wj2i= ( ˜ µj1i, si µ˜j1i= E  µ1i s 0j 1i  ≥ ˆµj2i= E  µ2i s j 2i  (stable), ˆ µj2i, si µ˜j1i< ˆµj2i(mobile). (2.5)

Tel que mentionné précédemment, à la deuxième période, la productivité d’un homme stable s’observe parfaitement, alors qu’il en est autrement pour la femme. Ainsi, à cette période, le salaire d’un homme stable se note w2ih = ˜µh1i= µ1i.

2.1

Les profils de salaire d’équilibre

Se manifestant dans un environnement compétitif, l’équilibre est atteint par l’optimisation du comportement des employeurs et des employés. Pour se faire, les employeurs maximisent leur profit en proposant des salaires qui reflètent la productivité attendue des individus en fonction de leur signal de productivité et de leur appartenance à un groupe. En ce qui a trait aux employés, ils considèrent les opportunités de mobilité, afin de maximiser leur gain. Dans cette section, les profils de salaire d’équilibre pour les deux périodes sont définis.

2.1.1 Les salaires de la première période

Pour la première période, le cadre analytique correspond au modèle initial de discrimination statistique développé par Phelps1972. Il s’en dégage un résultat standard, étant donné que les contrats salariaux sont une moyenne pondérée de la moyenne de la productivité et du signal individuel, sj1i :

w1ij = E(µ1i|sj1i) = (1 − ρ2j)¯µ + ρ2js j

(24)

où ρ2

j = σµ2/ σµ2+ σε2j est le coefficient de corrélation entre la moyenne de la productivité

et le signal des individus. Il nous informe quant à la qualité du signal. Une meilleure fiabilité du signal permet aux employeurs d’individualiser le taux de salaire. En posant l’hypothèse que le signal des femmes est moins fiable,1 les employeurs discrimineront – rationnellement – entre les hommes et les femmes en leur offrant des salaires différents. Lorsqu’ils fixent le salaire initial des femmes, ils mettent davantage l’emphase sur la moyenne des caractéristiques du groupe, au lieu des performances individuelles pour se protéger contre les erreurs possibles de mesure. Conséquemment, l’homme et la femme qui détiennent un signal de productivité similaire, s1, reçoivent une rémunération différente. Les femmes, possédant un signal initial

fort, perçoivent un salaire plus bas que leurs homologues masculins, puisque les employeurs leur accordent un salaire représentant la moyenne de productivité du groupe des femmes. Au final, les employeurs leur consentent un signal de productivité plus faible que celui qu’elles détiennent réellement. En d’autres termes, la pente des profils salariaux offerts aux femmes, durant la première période, est moins abrupte que celle des hommes et la rémunération des femmes se regroupe surtout autour de la moyenne de productivité, ¯µ. En effet, les salaires des hommes se caractérisent par une plus grande variance ρ2hσµ2 que ceux des femmes ρ2fσµ2. Néanmoins, lors de leur entrée sur le marché du travail, les hommes et les femmes enregistrent le même taux de salaire, vu que le salaire escompté, à la première période, ne varie pas avec la fiabilité du signal :

E 

wj1i= ¯µ, j ∈ {f,h} , ∀ρ2j. (2.7)

À la première période, le salaire moyen correspond à la moyenne de productivité, laquelle est présumée identique entre les sexes.

2.1.2 Les salaires de la deuxième période

Les salaires de la seconde période dépendent du comportement de mobilité. Précédemment, il a été démontré que les taux de salaires se distinguent par w2ij = ˜µj1i = Eµ1i

s 0j 1i  pour les employés demeurant au même emploi et par wj2i= ˆµj2i= Eµ2i

s j 2i 

pour ceux effectuant un choix de mobilité. Un employé maintient son emploi, si et seulement si, ˜µj1i ≥ ˆµj2i et transite vers un nouvel emploi si ˜µj1i < ˆµj2i. Le salaire moyen de la deuxième période est représenté par : E h ˜ µj1i µ˜ j 1i− ˆµ j 2i≥ 0 i = ¯µ + δ 2 j q δj2+ ρ2j 2σ2µ π !1/2 , j ∈ {f,h} (2.8) E h ˆ µj2i µˆ j 2i− ˜µ j 1i> 0 i = ¯µ + ρ 2 j q δj2+ ρ2jµ2 π !1/2 , j ∈ {f,m} (2.9) 1. Cette hypothèse σε2h < σ 2 εf implique que ρ 2 f < ρ 2 h.

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pour un employé stable et mobile, respectivement, et où δ2

j = σµ2/(σ2µ+ σv2j). À la seconde

période, la moyenne conditionnelle du taux de salaire égalise la moyenne de productivité des travailleurs et est ajustée par la qualité du signal. Pour les employés qui demeurent au même emploi, δj2 est une mesure de la qualité du signal analogue à celle de la première période ρ2j. Le mécanisme de révélation de la productivité s’avère parfait pour les hommes (σv2h = 0) et

imparfait pour les femmes (σ2vf > 0), il en résulte alors que 1 = δh2 > δ2f. En outre, le salaire

attendu des individus acceptant une nouvelle offre d’emploi est plus faible relativement à ceux qui maintiennent leur emploi



ρ2j < δ2j car σv2< σ2ε.

Ce modèle génère des rendements positifs reliés à l’expérience et l’ancienneté au travail. Au début de la seconde période, l’employé mobile acquiert une année d’expérience, alors que l’employé stable enregistre deux actifs : une année d’expérience et une année d’ancienneté. La différence entre le salaire moyen de la première et la deuxième période du salarié mobile constitue le rendement moyen de l’expérience, tandis que le rendement moyen de l’ancienneté s’obtient par la différence du salaire de la deuxième période entre l’employé mobile et celui stable. Le rendement moyen de l’expérience et de l’ancienneté s’expriment respectivement par :

ρ2j q δj2+ ρ2j 2σ2 µ π !1/2 et δ 2 j − ρ2j q δ2j + ρ2j 2σ2 µ π !1/2 .

Le rendement positif de l’ancienneté met en évidence que le signal produit un bruit moindre lors de la deuxième période.

La moyenne inconditionnelle du salaire de la seconde période du groupe j se dérive à partir des équations (2.8) et (2.9) : E(wj2i) = Pr  ˜ µj1i≥ ˆµj2i  E h ˜ µj1i µ˜ j 1i− ˆµ j 2i≥ 0 i + Prµˆj2i> ˜µj1iE h ˆ µj2i µˆ j 2i− ˜µ j 1i< 0 i = µ +¯ " (δ2 j + ρ2j)σ2µ 2π #1/2 , j ∈ {f,h} . (2.10)

En moyenne, les employés perçoivent un salaire plus élevé à la seconde période, puisqu’ils s’auto-sélectionnent dans un meilleur appariement. Contrairement au taux de salaire de la première période, le salaire de la seconde période augmente avec la fiabilité des signaux, ρ2j et δ2j. Une plus grande fiabilité des signaux accroît, en moyenne, la probabilité que la procédure de sélection soit avantageuse. Lorsque les signaux de productivité se précisent, la possibilité qu’un employé effectue un mauvais appariement lors de la seconde période diminue, ainsi que la possibilité de refuser une offre d’emploi qui s’avère bénéfique.

À cet égard, les hommes tirent avantage de la mobilité. À la seconde période, ils reçoivent en moyenne des salaires plus élevés que leurs homologues féminins. Le modèle prédit que même s’il n’existe pas d’écart salarial à l’entrée sur le marché du travail, il se concrétise une fois l’enclenchement de la carrière des individus.

(26)

2.1.3 Salaire et mobilité

Dans cette section, l’évolution des salaires entre les deux périodes est analysée. Le changement du salaire escompté pour les employés stables est donné par Ehµ˜j1i− ˆµj1i

µ˜ j 1i− ˆµ j 2i≥ 0 i , alors qu’il est représenté par Ehµˆj2i− ˆµj1i

µˆ j 2i− ˜µ j 1i> 0 i

pour les employés mobiles. Il peut être démontré que : E h ˜ µj1i− ˆµj1i µ˜ j 1i− ˆµ j 2i≥ 0 i = δ2j1 − ρ2j q δj2+ ρ2j 2σ2 µ π !1/2 , (2.11) E h ˆ µj2i− ˆµj1i µˆ j 2i− ˜µ j 1i> 0 i = ρ2j1 + δj2 q δj2+ ρ2jµ2 π !1/2 . (2.12)

À partir de ces équations, il est possible de constater que l’évolution des salaires croît posi-tivement autant pour l’employé mobile que stable. En effet, la modification du salaire pour l’employé stable reflète la correction apportée à l’erreur commise dans l’évaluation de la pro-ductivité à la première période, et en ce qui concerne l’employé mobile, la variation de son salaire est principalement attribuée à un changement de productivité. Si σε2 < σµ2, l’employé mobile expérimente en moyenne une meilleure croissance salariale que l’employé stable. Un si-gnal plus précis engendre une plus grande variance de la distribution de productivité attendue, ce qui permet aux employés mobiles de réaliser des salaires plus élevés.

En bref, le modèle formule plusieurs prédictions théoriques qui peuvent être vérifiées empiri-quement. Pour les deux sexes, il est démontré que :

1. Les profils de salaire augmentent en moyenne ;

2. L’expérience et l’ancienneté produisent des rendements positifs ;

3. La moyenne des salaires est plus petite pour les employés mobiles que pour les employés stables mais ;

4. Leur salaire croît plus fortement (présumant que σε2< σ2µ).

Plusieurs résultats émergent de l’écart salarial entre les hommes et les femmes :

1. À signal de productivité identique, les employeurs offrent des rémunérations différentes selon le genre ;

2. À l’entrée sur le marché du travail, les hommes et les femmes gagnent en moyenne le même salaire ;

3. L’écart salarial se creuse dès les premières années de la vie professionnelle.

Quelques-unes de ces prédictions sont semblables à celles exposées par Oettinger (1996), puisque l’approche utilisée par ce dernier est un cas spécial du présent modèle dans lequel δ2j = 1, ∀j. Cette hypothèse revêt un caractère important, étant donné que le mécanisme de révélation de la productivité joue un rôle important dans la détermination du salaire de la deuxième période. Le présent modèle ne permet pas d’affirmer que le rendement de l’an-cienneté chez les femmes s’avère, dans toutes circonstances, plus élevé que chez les hommes,

(27)

puisque la fiabilité de leur signal initial (ρ2

j) et la précision du mécanisme de révélation (δj2)

agissent dans des directions opposées. De plus, l’impact de δj2 sur l’augmentation moyenne des salaires des employés mobiles est équivoque.

2.1.4 L’écart salarial entre les hommes et les femmes causé par le

rendement de la mobilité et de l’ancienneté

Cette section analyse les différences de rendement de la mobilité et de l’ancienneté selon le sexe. On y montre entre autres que le signe de ces différences, positif ou négatif, ne dépend pas uniquement de l’écart salarial causé par la fiabilité du signal entre les genres, mais également de l’ampleur de la variance des chocs σε2f,σ2vf relativement à la variance de la productivité

σµ2. Pour faciliter la dérivation de ces résultats, nous écrivons que σ2

εm = kσ2 εf, α = σ2 εf σ2 µ et β = σ 2 vf σ2

µ avec k ∈ ]0,1]. Les conditions pertinentes concernant le rendement distinct de la

mobilité et de l’ancienneté selon le genre sont reformulées en terme de k, α et β. En moyenne, le salaire des hommes stables est plus élevé que celui des femmes stables, ce qui est cohérent eu égard à l’équation (2.8) :2 1 p1 + ρ2 m ≥ δ 2 f q δ2 f + ρ2f , ou de façon équivalente k ≥ kA= α − β (3 + α + β) α[1 + β (3 + α + β)]. (2.13) Conformément à cette logique, il est possible de dériver les prédictions ci-dessous suivant les équations (2.8), (2.9), (2.11) et (2.12) :3

1. Parmi les employés stables, le salaire moyen des hommes sera plus élevé que celui des femmes si kA≤ k ≤ 1 ;

2. Parmi les employés mobiles, le salaire moyen des hommes sera plus élevé que celui des femmes si 0 ≤ k ≤ kB;

3. Les hommes stables expérimentent une meilleure croissance salariale si kC ≤ k ≤ 1 ; 4. La croissance du salaire d’un employé masculin mobile excède toujours celle d’un employé

féminin mobile ;

5. Le rendement de l’ancienneté chez les hommes sera plus élevé que chez les femmes si kE ≤ k ≤ 1.

Catégoriser ces différentes valeurs seuils de k permet de caractériser un nombre limite de cas de références. La complexité de kA, kB, kC et kE est telle qu’il est nécessaire de se tourner vers des simulations numériques. Néanmoins, en maintenant l’hypothèse selon laquelle les

2. Il faut se rappeler que le modèle d’Oettinger(1996) présume implicitement que : σ2vf = 0 et par

consé-quent, β = 0 dans ce cadre d’analyse. Ainsi, son modèle se résume à supposer que k = 1, i.e. que le signal de productivité des femmes n’est pas plus bruyant que le signal des hommes. Son modèle écarte donc la possibilité que les hommes stables reçoivent en moyenne un salaire plus élevé.

3. Les expressions pour kB, kC, et kEsont un corrolaire de l’équation donnant kA. Ces équations ne sont pas

démontrées, puisque leur compréhension dépasse le cadre de ce travail. Cependant, ces variables permettent de résumer la portée de chacune de ses variables et de les exposer graphiquement. Les dérivations de kB, kC

(28)

variances des facteurs non observés (σ2

εf, σv2f) sont vraiment plus petites que celle de la variance

de productivité (σµ2), alors α est compris dans l’intervalle [0,1] et β dans [0, α], puisque la productivité devient moins bruyante avec l’ancienneté. Il peut être démontré que (kA− kE),

(kE − kC), (kE − kB) sont toujours négatifs sans égard à α et à β, alors que (kB− kC) peut

être autant positif que négatif. C’est pourquoi, seulement six cas de référence ont besoin d’être évalués. Les prédictions du modèle sont synthétisées dans le tableau2.1.

Tableau 2.1 – La différence de rendement de la mobilité et de l’ancienneté chez les hommes et les femmes

Cas 1 Cas 2 Cas 3 Cas 4 Cas 5 Cas 6 0 ≤ k ≤ kA kA≤ k ≤ kE kE≤ k ≤ kB kB≤ k ≤ kC kC≤ k ≤ kB kC≤ k ≤ 1

Salaire moyen en faveur des en faveur des en faveur des en faveur des en faveur des en faveur des des stables femmes hommes hommes hommes hommes hommes Salaire moyen en faveur des en faveur des en faveur des de faveur des en faveur des en faveur des

des mobiles hommes femmes hommes femmes hommes femmes Rendement de en faveur des en faveur des en faveur des en faveur des en faveur des en faveur des

l’ancienneté femmes femmes hommes hommes hommes hommes Gain du salaire en faveur des en faveur des en faveur des en faveur des en faveur des en faveur des moyen des stables femmes femmes femmes femmes hommes hommes

Gain du salaire en faveur des en faveur des en faveur des en faveur des en faveur des en faveur des moyen des mobiles hommes hommes hommes hommes hommes hommes

L’analyse du tableau2.1 se limite qu’au seul premier cas, puisque la logique qui s’en dégage reste la même pour les colonnes subséquentes. Au cas 1, il est possible d’affirmer que parmi les employés stables, le salaire moyen des femmes est supérieur à celui des hommes lorsque 0 ≤ k ≤ kA, étant donné que la première prédiction, énoncée à la page précédente, statue

que le salaire moyen des hommes est plus élevé que celui des femmes si kA ≤ k ≤ 1. On

peut également constater que le rendement de l’ancienneté est préférable aux femmes, parce qu’il favorise les hommes quand kE ≤ k ≤ 1. À la lumière de ce qui précède et sachant que

(kA − kE) donne un résultat négatif, il en découle que k ≤ kA ≤ kE. De plus, le salaire

moyen des mobiles est en faveur des hommes si 0 ≤ k ≤ kB. Étant donné que kA ≤ kE et que (kE − kB) donnent un résultat négatif, alors 0 ≤ k ≤ kA ≤ kE ≤ kB. C’est pourquoi,

le salaire moyen des mobiles est en faveur des hommes. Finalement, il est possible d’affirmer que les femmes stables expérimentent une meilleure croissance salariale, puisque (kE − kC) donne un résultat négatif. Il s’ensuit que 0 ≤ k ≤ kA≤ kE ≤ kC, tandis que kC ≤ k pour que

l’accroissement salarial soit profitable aux hommes. Les autres cas illustrés dans le tableau2.1

attribuent des valeurs distinctes aux k, ce qui engendrent des prédictions différente du cas 1. Tel qu’énoncé ci-haut, ces résultats dépendent de l’hypothèse de la fiabilité relative du signal des hommes et des femmes, alors que pourOettinger(1996) le mécanisme de révélation de la productivité est parfait. Ainsi, σ2

vf = 0, impliquant que β = 0. Ce postulat a d’importantes

répercussions pour les valeurs seuils. En effet, si β = 0 il en résulte que kA= kB = kC = kE =

(29)

Le modèle d’Oettinger (1996) génère quelques prédictions. Le rendement de l’expérience est moindre chez les hommes noirs et ceux-ci sont pénalisés par un choix de mobilité relativement aux hommes blancs. De plus, le rendement et l’accroissement salarial de l’ancienneté sont plus élevés chez les hommes noirs que chez les hommes blancs. En d’autres termes, les prédictions d’Oettinger (1996) correspondent à la première colonne du tableau 2.1, où les hommes noirs sont représentés par les femmes. Pour tester ces prédictions, il utilise la base de données américaines NLSY de 1979-88. Ses résultats appuient les deux premières prédictions. Par contre, au contraire du modèle théorique, les hommes noirs ne bénéficient pas d’un rendement plus élevé à l’ancienneté ou d’une croissance salariale plus rapide en conservant le même emploi. Les hommes stables noirs et blancs enregistrent en moyenne des croissances salariales similaires. Au regard du tableau2.1, les résultats d’Oettinger(1996) pourraient concorder aux cas 1, 3 ou 5.

Dans l’étude de Havet, Belley et Lacroix, les données utilisées sont également tirées de l’enquête NLSY. Ils ont restreint leur analyse aux hommes et aux femmes blancs de la cohorte de 1979. De 1979 à 2008, cette enquête a entre autres recueilli des données sur le niveau d’éducation, les salaires et les années d’expériences acquises en emploi. Les résultats démontrent que le salaire moyen des femmes stables est plus élevé que celui des hommes, que la croissance salariale engendrée par l’ancienneté appert plus forte auprès des femmes et que les hommes mobiles enregistrent des salaires moyens plus élevés. Cette étude ne parvient pas à démontrer lequel des sexes bénéficie davantage du rendement salarial moyen à la mobilité et à la stabilité. Néanmoins, les auteurs associent leur résultats au cas 1 du tableau précédent, la seule colonne dans laquelle on retrouve ces trois prédictions.

Pour la suite du travail, nous devons déterminer si les données sont cohérentes avec l’une de nos prédictions théoriques.

(30)
(31)

Chapitre 3

Les données et l’analyse empirique

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

(32)

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

(33)

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

(34)

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.

(35)

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.

(36)

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

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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 immigrants, malgré leur fort niveau de scolarité, rencontrent de la difficulté à faire reconnaître leurs compétences acquises à l’étranger, lorsqu’ils proviennent de pays en développement tel que démontrée dans l’étude deLacroix(2013),Renaud et Cayn(2006) etBourdabat et Cousi-neau(2010). Au modèle 2 du premier et du deuxième emploi, on s’aperçoit que l’ancienneté et la maîtrise de l’anglais s’avèrent être les seules autres variables statistiquement significatives. L’ajout de variables interactives ne fournit pas d’informations supplémentaires et elles ne sont pas statistiquement significatives. C’est pourquoi ces résultats ne sont pas mis en évidence au tableau A.7.

En ce qui concerne les prédictions présentées au tableau 2.1, les résultats exposés ci-haut ne sont pas concluant, puisqu’il n’est pas possible d’affirmer que la mobilité bénéficie à un sexe en particulier. Aucun cas présenté au tableau 2.1correspond aux résultats empiriques.

Pour résumer, en observant tous les requérants principaux on s’aperçoit que les résultats empiriques ne corroborent pas le modèle théorique. En effet, l’écart salarial est inexistant au premier emploi ainsi qu’à la suite d’un choix de mobilité. En les désagrégeant en fonction de leur région de provenance, il est possible de constater que chez les immigrants occidentaux un écart salarial se manifeste au deuxième emploi. Ce résultat soutient l’hypothèse du modèle théorique qui prétend que l’écart salarial se crée une fois l’enclenchement de la carrière des individus.

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Eu égard aux six cas présentés au tableau 2.1, les résultats obtenus pour les occidentaux concernant le salaire moyen des mobiles est en faveur des hommes, ce qui correspond aux cas 1, 3 et 5. En revanche, les hommes et les femmes provenant des pays en développement perçoivent en moyenne un salaire identique autant à l’entrée sur le marché du travail qu’au fur et à mesure que leur carrière progresse. Ce résultat s’oppose au modèle théorique. Ainsi, aucun des cas exposés au tableau2.1 pourrait refléter la situation des requérants principaux provenant des pays en développement.

3.2.2 L’écart salarial entre les hommes et les femmes immigrants au

moment de l’enquête

Dans cette section, nous nous intéressons à l’écart salarial existant entre les hommes et les femmes pour l’emploi détenu au moment de l’enquête. Plus spécifiquement, elle analyse l’étendu de la disparité salariale hommes/femmes pour l’ensemble des immigrants, les requé-rants principaux occidentaux et les immigrequé-rants provenant des pays en développement. Par la suite, les immigrants sont également divisés en fonction de leur choix de mobilité ou de stabilité en emploi selon les deux régions de provenance.

Comme mentionné précédemment, en mesurant l’écart salarial pour l’ensemble des immigrants arrivés au Québec entre le 1er janvier 2002 et le 31 décembre 2009, on calcule une moyenne

pondérée de l’écart salarial. Les immigrants ont fréquenté le marché de l’emploi pour une durée variable. Il se peut que l’écart salarial diffère entre les immigrants récents et ceux de longue dates. Dans le cas présent, l’écart salarial est une moyenne pondérée de l’effet de court terme et de long terme.

En observant tous les immigrants, les hommes perçoivent un salaire de plus de 9,5% par rapport aux femmes tel qu’indiqué au modèle 1 du tableauA.8. En intégrant l’âge, l’état matrimonial, l’année d’admission, la maîtrise de l’anglais et le choix de mobilité au modèle 2, la différence salariale perdure et varie que très légèrement de plus de 0,7 point de pourcentage. Il ressort de cette régression que les requérants principaux arrivés au Québec avant 2009, l’année de référence, détiennent en moyenne un salaire beaucoup plus élevé. Par exemple, les immigrants arrivés au Québec en 2002 enregistrent un salaire supérieur de 26,8% relativement à ceux arrivés en 2009. Deux explications sont proposées : soit que les immigrants arrivés en 2009 ne sont pas parvenus à trouver un emploi aussi bien rémunéré en raison de la récession économique de 2008, ou soit qu’en disposant de moins de temps, entre leur année d’admission et l’enquête, ils ne sont pas intégrés aussi bien au marché de l’emploi québécois. Autrement dit, le salaire des immigrants de longues dates a bénéficié d’une forte croissance salariale depuis leur arrivé au Québec. Un résultat supplémentaire est mis en évidence : les ménages enregistrent un salaire plus élevé de 7,4% comparativement aux individus célibataires. Par ailleurs, pour vérifier la robustesse de l’écart salarial entre les hommes et les femmes, trois variables interactives sont intégrées à la régression : femme×ancienneté, femme×expérience et femme×mobilité.

Figure

Tableau 2.1 – La différence de rendement de la mobilité et de l’ancienneté chez les hommes et les femmes
Tableau A.1 – Statistiques descriptives
Tableau A.2 – Au premier et au deuxième emploi des immigrants mobiles
Tableau A.2 – Suite de la page précédente
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