ARCHIVÉ – Capital social et entrée sur le marché du travail des nouveaux immigrants au Canada

6. Estimations et résultats

L’estimation de la probabilité de trouver un emploi se calcule au moyen de modèles en coupe transversale et de modèles longitudinaux. Nous avons déjà souligné que l’estimation combinée est susceptible d’être biaisée et irrégulière en présence d’effets individuels. Toutefois, aux fins de cette étude, les résultats des régressions en coupe transversale (vague 1, 2 et 3 respectivement et vagues combinées 1, 2 et 3) sont présentés à l’Annexe A comme outils de comparaison.

Les effets estimés des variables non comprises dans le capital social correspondent aux explications théoriques et les conclusions d’autres études empiriques associées. Ces résultats ne sont pas présentés en détail dans cette étude. Cependant, plusieurs conclusions liées aux variables non comprises dans le capital social y sont brièvement mentionnées.

Il est à noter que, au contrôle d’autres caractéristiques, les hommes admis au Canada dans des catégories autres que celle du regroupement familial sont moins susceptibles de trouver un emploi, quel que soit le salaire ou la qualité de l’emploi, dans la période initiale d’intégration après leur arrivée; cet état de fait est illustré par les coefficients négatifs des variables fictives de la catégorie d’immigrant dans les régressions (voir Tableau A.6 à l’Annexe A). Ce résultat peut paraître surprenant, mais il concorde avec tous les modèles, avec ou sans indicateurs de capital social. Ce résultat est également conforme aux conclusions d’études pertinentes sur les défis que doivent relever les immigrants récents pour s’intégrer. Xue (2007) conclut que, pendant toutes les vagues de l’ELIC, les travailleurs qualifiés, ainsi que leurs conjoint et personnes à charge, sont plus susceptibles de signaler les difficultés éprouvées dans la recherche d’emploi. Cette attitude pourrait s’expliquer par les attentes d’un salaire plus élevé des travailleurs qualifiés, ainsi que par les problèmes spécifiques à la reconnaissance des qualifications obtenues et de l’expérience acquise à l’étranger. Il est possible que les immigrants admis au titre de la catégorie du regroupement familial aient moins d’attentes en matière de salaire et de statut professionnel, ce qui les incite à se contenter plus facilement d’un emploi insatisfaisant au départ. Les travailleurs qualifiés peuvent décider de poursuivre leurs études ou d’obtenir la reconnaissance des titres de compétences obtenus à l’étranger avant d’accepter un moins bon emploi.

Les coefficients de variables fictives du groupe de population confirment, jusqu’à un certain point, ce qu’ont révélé les statistiques descriptives; par exemple, la probabilité semble plus faible que les hommes d’origine chinoise trouvent du travail comparativement à la situation des Philippins (voir Tableaux A.6 et A.7 à l’Annexe A). 

6.1 Probabilité de trouver un emploi

Selon la participation au marché du travail⁹, les observations qui ne concernent pas ce marché (personne sans emploi ni en recherche d’emploi) sont exclues des estimations. L’analyse partage l’échantillon en deux groupes : les hommes et les femmes. Les Tableaux 1 et 2 ci-dessous indiquent les résultats des estimations pour les variables du capital social pour ce qui est de la probabilité, pour les hommes et les femmes respectivement, de se trouver un emploi, dans tous les modèles en coupe transversale et les modèles de données de panel.

^a p<0,1;^b p<0,05; ^c p<0,01.
Les catégories de référence figurent entre parenthèses.
Note : Les estimations comprennent aussi des variables de contrôle : catégorie d'immigrants, caractéristiques démographiques de la personne et de son ménage (âge, situation de famille, nombre d'enfants), province de résidence, région de naissance, groupe ethnique, scolarité, compétences dans les langues officielles, expérience ou liens avec le Canada. Pour les résultats complets, voir les annexes.
Source des données : Enquête longitudinale auprès des immigrants du Canada (2005).

Les Tableaux 3 et 4 présentent les résultats des estimations pour toutes les spécifications de modèles, les spécifications finales et les effets marginaux pour les hommes et les femmes respectivement, basés sur les modèles de données de panel avec moyenne de population au moyen d’EEG.

Les estimations révèlent la présence de certains liens significatifs existants entre les réseaux sociaux et les résultats obtenus sur le plan professionnel. Les résultats sont concluants pour différentes périodes et différents modèles statistiques. Encore ici, les liens entre les indicateurs du capital social au sein de types de réseaux sociaux variés et les résultats des immigrants sur le plan professionnel sont de natures diverses. Un réseau comprenant une plus grande diversification de ses membres est associé à une probabilité plus élevée d’obtenir un emploi, mais le nombre absolu de sources rencontrant des amis a un impact réduit, mais négatif, dans ce cas-ci, sur la probabilité plus élevée d’obtenir un emploi. 

^a p<0,1;^b p<0,05; ^c p<0,01.
Les catégories de référence figurent entre parenthèses.
Note : Les estimations comprennent aussi des variables de contrôle : catégorie d'immigrants, caractéristiques démographiques de la personne et de son ménage (âge, situation de famille, nombre d'enfants), province de résidence, région de naissance, groupe ethnique, scolarité, compétences dans les langues officielles, expérience ou liens avec le Canada. Pour les résultats complets, voir les annexes.
Source des données : Enquête longitudinale auprès des immigrants du Canada (2005).

^a p<0,1;^b p<0,05; ^c p<0,01.
¹ Les effets marginaux pour les variables dichotomiques s'entendent pour un changement discret de 0 à 1.
Les catégories de référence figurent entre parenthèses.
Note : Les estimations comprennent aussi des variables de contrôle : catégorie d'immigrants, caractéristiques démographiques de la personne et de son ménage (âge, situation de famille, nombre d'enfants), province de résidence, région de naissance, groupe ethnique, scolarité, compétences dans les langues officielles, expérience ou liens avec le Canada. Pour les résultats complets, voir les annexes.
Source des données : Enquête longitudinale auprès des immigrants du Canada (2005).

Les coefficients d’estimation de la probabilité, pour les hommes immigrants, de se trouver un emploi (Tableaux 1 et 3) sont, dans une large mesure, conformes aux résultats auxquels on peut s’attendre des études pertinentes déjà réalisées. Les dernières colonnes du Tableau 3 indiquent des effets marginaux des variables du capital social.

Le réseau des parents a peu d’effet sur la situation d’emploi des hommes immigrants, sauf pour ce qui est des conjointes et de la proximité géographique de la famille à leur arrivée. Comparativement à la probabilité, pour un homme, de se trouver un emploi si un membre de sa famille habite près de chez lui lors de sont arrivée, la probabilité, pour un homme dont la conjointe travaille de se trouver un emploi est de 5 % plus élevée, alors que, pour un homme dont un membre de la famille habite près de chez lui au moment de son arrivée, cette probabilité est de 2,8 % comparativement à celle d’un homme dont les membres de la famille habitent loin ou qui n’a aucune parenté au pays. 

Le réseau d’amis a un impact mixte sur la probabilité, pour les hommes immigrants, de se trouver un emploi. La taille du réseau, sa diversité et la fréquence des contacts avec ses membres sont les principaux éléments de cet impact, avec des effets marginaux de -1,5 %, de 4,5 % et de 4 % respectivement.

Il n’existe aucune donnée témoignant d’un lien quelconque entre le réseau d’organisations et la probabilité, pour un homme immigrant, de se trouver un emploi.

^a p<0,1;^b p<0,05; ^c p<0,01.
¹ Les effets marginaux pour les variables dichotomiques s'entendent pour un changement discret de 0 à 1.
Note : Les estimations comprennent aussi des variables de contrôle : catégorie d'immigrants, caractéristiques démographiques de la personne et de son ménage (âge, situation de famille, nombre d'enfants), province de résidence, région de naissance, groupe ethnique, scolarité, compétences dans les langues officielles, expérience ou liens avec le Canada. Pour les résultats complets, voir les annexes.
Source des données : Enquête longitudinale auprès des immigrants du Canada (2005).

Les tableaux 2 et 4 indiquent qu’un plus grand nombre d’indicateurs de réseaux sociaux concernent la probabilité d’emploi pour les femmes immigrantes que pour les hommes; la situation d’emploi de la conjointe, la proximité géographique des membres de la famille au moment de l’arrivée, la diversité ethnique, la taille du réseau d’amis et la fréquence des contacts entre ses membres sont des facteurs associés de façon significative à l’entrée de l’homme sur le marché du travail, mais, pour les femmes, la proximité géographique des amis au moment de l’arrivée a également un impact positif significatif sur  la même probabilité.

Il est à noter que les indicateurs de capital social ont un impact plus important sur les femmes que sur les hommes. Les dernières colonnes des Tableaux 3 et 4 indiquant les effets marginaux des variables du capital social, montrent que la proximité géographique de la parenté de l’immigrant au moment de son arrivée augmente la probabilité, pour les hommes, d’obtenir un emploi de 2,8 %, tandis, pour les femmes, les mêmes facteurs augmentent la probabilité d’obtenir un emploi de 5,3 %. La diversité ethnique et la fréquence des contacts avec le réseau d’amis sont deux facteurs qui semblent augmenter la probabilité, pour les femmes, d’obtenir un emploi d’environ 10 %, et pour un homme, d’environ seulement 4 %.

Aucune donnée probante ne témoigne d’une influence quelconque du réseau d’organisations sur la probabilité, pour les femmes, d’obtenir un emploi, à l’instar des résultats obtenus pour les hommes en ce qui concerne le même type de réseau.

Les tests Wald combinés réalisés pour évaluer les éléments et la qualité de la structure du réseau (au bas des Tableaux 1 et 2) révèlent aussi que la taille de celui-ci (test combiné avec trois variables indépendantes – nombre de parents vivant au Canada, nombre de sources rencontrant des amis et nombre d’organisations auxquelles l’immigrant participe), sa diversité (test combiné pour deux variables – diversité ethnique des amis d’une part, et du réseau d’organisations, d’autre part) et sa densité (avec trois variables explicatives – fréquence des contacts avec les répondants de la famille et avec les amis et fréquence des activités avec les organisations) sont tous des facteurs ayant un effet significatif sur les résultats des femmes immigrantes sur le plan professionnel, tandis que la densité et la fréquence des contacts ne semblent pas avoir d’incidence sur les mêmes résultats obtenus par les hommes.

Les résultats obtenus avec les modèles de données en coupe transversale et les modèles de données de panel sont semblables. Les tests du rapport de vraisemblance visant à déterminer la présence de variance du panel permettent de rejeter l’hypothèse nulle de l’absence de variance du panel dans les estimations concernant tant l’homme immigrant que la femme immigrante¹⁰. Donc, les modèles de panel produisant des effets spécifiques individuels sont davantage appropriés pour la présente analyse.

Il n’est pas surprenant de constater qu’une comparaison des résultats des modèles de panel indique les différences existant entre l’estimateur à effets fixes et d’autres estimateurs de modèles de panel. En laissant tomber des sujets qui présentent les mêmes résultats dans tous les cycles, l’échantillon des modèles à effets fixes devient beaucoup plus petit comparativement aux échantillons des modèles à effets aléatoires et aux estimateurs d’EEG avec moyenne de population (c’est-à-dire, ayant occupé ou non un emploi pendant les 3 vagues). L’estimateur à effets fixes se révèle très inefficace, puisque, comme l’indiquent les Tableaux 1 et 2, six des 10 unités, dont les résultats étaient 0 ou 1, ne peuvent pas contribuer à l’analyse. L’estimateur à effets fixes et l’estimateur d’EEG avec moyenne de population sont plus efficaces et ont tendance à produire des écarts-types moins importants, ce qui entraîne des valeurs p plus petites.

6.2 Effets du temps

Comme les régressions en coupe transversale pour les différentes périodes (vagues 1, 2 et 3) présentées aux Tableaux 1 et 2, les coefficients diffèrent grandement d’une période à l’autre. Par rapport à la première vague (six ans après l’arrivée de l’immigrant), la deuxième vague (deux ans après l’arrivée de l’immigrant) ou la troisième vague (quatre ans après l’arrivée de l’immigrant) peut avoir un impact différentiel sur la probabilité, pour l’immigrant, de trouver un emploi. Le modèle de données de panel (ou modèle spécifique individuel) (1) peut inclure également un modèle spécifique au temps.

où st représente les variables omises qui sont liées aux résultats de l’immigrant sur le plan professionnel et qui varient avec le temps, mais non pas d’un individu à un autre, telles que les changements survenant dans la conjoncture économique à l’échelle nationale.

Les effets du temps incorporés aux modèles de probabilité de trouver un emploi (modèles 4 aux Tableaux 3 et 4) montrent que les effets du temps n’ont pas un impact significatif sur la probabilité de trouver un emploi, tant pour les femmes que pour les hommes.

6.3 Effets différentiels de la diversité ethnique

Selon l’analyse ci-dessous, la diversité ethnique au sein d’un réseau d’amis semble constituer le principal facteur, lié aux résultats sur le marché du travail, des hommes et des femmes récemment arrivés au Canada, parmi les indicateurs de réseaux sociaux. À l’aide du modèle des équations d’estimations généralisée avec moyenne de population, les effets de la diversité ethnique font l’objet d’autres analyses avec différentes variables explicatives qui font interagir l’indicateur de diversité dans les réseaux d’amis avec des variables indépendantes variées, dans le but de découvrir des résultats intéressants (Tableaux 5 et 6).

^a p<0,1;^b p<0,05; ^c p<0,01.
Les catégories de référence figurent entre parenthèses.
Note : Les estimations comprennent aussi des variables de contrôle : catégorie d'immigrants, caractéristiques démographiques de la personne et de son ménage (âge, situation de famille, nombre d'enfants), province de résidence, région de naissance, groupe ethnique, scolarité, compétences dans les langues officielles, expérience ou liens avec le Canada. Pour les résultats complets, voir les annexes.
Source des données : Enquête longitudinale auprès des immigrants du Canada (2005).

^a p<0,1;^b p<0,05; ^c p<0,01.
Les catégories de référence figurent entre parenthèses.
Note : Les estimations comprennent aussi des variables de contrôle : catégorie d'immigrants, caractéristiques démographiques de la personne et de son ménage (âge, situation de famille, nombre d'enfants), province de résidence, région de naissance, groupe ethnique, scolarité, compétences dans les langues officielles, expérience ou liens avec le Canada. Pour les résultats complets, voir les annexes.
Source des données : Enquête longitudinale auprès des immigrants du Canada (2005).

1) Interactions entre la diversité ethnique dans les réseaux d’amis et les effets du temps (Modèles M.int.1 et F.int.1).
Lorsque les interactions entre les effets du temps et la diversité ethnique dans les réseaux d’amis (Modèle M.int.1 et F.int.1 au Tableau 5 et Modèle F.int.1 au Tableau 6) sont ajoutées au modèle, on constate que les effets du temps sont significatifs pour les immigrantes. Par rapport à la période de référence, soit la vague 1 (couvrant les six premiers mois suivant leur arrivée au Canada), la probabilité est moindre pour celles-ci de trouver un emploi au cours de la vague 2 (c’est-à-dire entre six mois et deux ans après leur arrivée au Canada) et de la vague 3 (c’est-à-dire entre deux ans et quatre ans après leur arrivée au Canada). Comme la population cible de l’ELIC comprend les immigrants étant arrivés au pays entre octobre 2000 et septembre 2001, les vagues 2 et 3 couvrent la période entre avril 2001 et la fin de 2005, lorsque les conditions macroéconomiques se dégradaient graduellement. De plus, pour les immigrantes récemment arrivées au Canada, la diversité ethnique du réseau d’amis a plus d’impact sur la probabilité d’obtenir un emploi pendant les vagues 2 et 3 que pendant la vague 1, comme en témoigne le coefficient positif et statistiquement significatif des termes d’interaction.

L’effet du temps n’est pas pris en compte, chez les hommes immigrants, pour évaluer la probabilité d’obtenir un emploi; cependant, selon les données, la diversité ethnique du réseau d’amis a significativement moins d’effet, dans ce groupe, sur la probabilité d’obtenir un emploi au cours de la vague 3 qu’au cours de la vague 1. Ce résultat laisse supposer qu’au fil du temps, l’effet de la diversité ethnique diminue pour les hommes immigrants; autrement dit, l’effet de la concentration ethnique augmente. Si les six premiers mois sont traités comme une période courte, et les vagues 2 et 3, comme des périodes plus longues, le résultat obtenu semble alors correspondre à la portée de la période plus longue définie par le modèle théorique de Calvó-Armengol et Jackson (Calvó-Armengol and Jackson 2004). Sur une courte période, les nouveaux arrivants sont en concurrence. Sur des périodes plus longues, une fois que certains membres du même groupe ethnique ont obtenu un emploi, les autres sont plus susceptibles de se transmettre l’information; ainsi, l’effet de la diversité ethnique diminue quand l’immigrant est au Canada depuis un certain temps.

2) Interactions entre la diversité ethnique dans les réseaux d’amis et la catégorie d’immigration (Modèles M.int.2 et F.int.2).

La diversité ethnique dans les réseaux d’amis a plus d’impact sur la probabilité, pour les travailleurs immigrants qualifiés (le demandeur principal ainsi que la conjointe et les personnes à charge), d’obtenir un emploi, qu’elle n’en a pour le groupe de référence – les hommes immigrants de la catégorie du regroupement familial. Pour les femmes, les résultats concernant la diversité ethnique dans les réseaux d’amis ne témoignent pas d’un impact significativement différent selon les catégories d’immigration.

3) Interactions entre la diversité ethnique dans les réseaux d’amis et le groupe de population (Modèles M.int.3 et F.int.3).

Selon les résultats, l’effet de la diversité ethnique dans les réseaux d’amis varie grandement d’un groupe de minorité visible à l’autre. Pour l’homme d’origine chinoise, un réseau d’amis plus diversifié sur le plan ethnique a plus d’impact sur la probabilité d’obtenir un emploi que pour le groupe de référence, soit les immigrants de race blanche, mais cette différence n’est pas statistiquement significative. Des coefficients positifs significatifs indiquent que, pour les hommes noirs, philippins, asiatiques du Sud-Est, japonais et coréens, l’effet de la diversité ethnique dans les réseaux d’amis sur la probabilité d’obtenir un emploi est plus faible par rapport à celle des immigrants de race blanche. Parmi les groupes de femmes immigrantes, la diversité ethnique joue un rôle plus important et marginalement significatif sur l’emploi chez les Philippines et d’autres immigrantes récentes faisant partie des minorités visibles, par rapport au groupe de référence, soit les femmes immigrantes de race blanche.

4) Interactions entre la diversité ethnique du réseau d’amis et la scolarité et la compétence dans les deux langues officielles (Modèles M.int.4, M.int.5 et F.int.4, F.int.5).

Dans les études existantes, les chercheurs soutiennent que le capital social sert de substitut au capital humain et entraîne des effets plus marqués pour les personnes défavorisées sur le plan du capital humain (p. ex. Livingston 2006). Ainsi, les variables du capital humain – niveau d’éducation et compétence dans les deux langues officielles – sont mises en interaction avec la diversité ethnique du réseau d’amis afin de vérifier si le capital social sert de substitut (imparfait) au capital humain. Le cas échéant, on s’attend à constater que le capital social a des effets plus marqués pour les personnes dont le niveau de scolarité et la compétence dans les deux langues officielles sont plus faibles.

Toutefois, les résultats n’indiquent pas que le capital social pourrait jouer un rôle de substitut dans l’augmentation de la probabilité de trouver un emploi. La diversité dans un réseau d’amis n’entraîne pas d’effets différents pour les immigrants, selon leur maîtrise des langues officielles et leur niveau de scolarité, en ce qui a trait à la probabilité d’obtenir un emploi.

En résumé, dans le cas des femmes immigrantes, les effets de la diversité ethnique sont surtout saisis au moyen des termes d’interaction, eux-mêmes indiqués par le coefficient non significatif de l’indicateur de diversité et les coefficients significatifs des termes d’interaction pour certains groupes donnés. Le fait de pouvoir compter sur un réseau d’amis composé de personnes aux origines diverses est surtout important pour les femmes immigrantes de la catégorie économique et originaires des Philippines. La situation professionnelle des membres du réseau aura un impact plus positif sur les hommes immigrants. Une fois la disparité contrôlée pour différents groupes, on constate qu’un réseau d’amis diversifié a des effets plus marquants sur la probabilité, pour le travailleur qualifié, d’obtenir un emploi, mais moins d’impact sur l’entrée sur le marché du travail des Noirs, des Philippins, des Asiatiques du Sud-Est, des Japonais et des Coréens.

Notes

9. Le résultat, à savoir la situation professionnelle, dépend de la participation au marché du travail. L’auteur fait une estimation de la probabilité qu’ont les immigrants d’y participer au moyen d’indicateurs variés du stock de capital social et d’autres variables socio-économiques. Les résultats des estimations relatives à la participation au marché du travail peuvent être obtenus sur demande.

10. Voir l’Annexe B pour une présentation détaillée du test.

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