ARCHIVÉ – Capital social et salaire : situation des immigrants récents au Canada

6. Résultats empiriques

L’estimation du logarithme du salaire hebdomadaire réel est effectuée dans les modèles utilisant des données longitudinales, dont les modèles à effets aléatoires et à effets fixes, le modèle de Hausman-Taylor et le modèle avec variables instrumentales (VI) de données de panel. Le tableau 2 présente l’estimation, et les résultats des tests pertinents, du logarithme du salaire hebdomadaire réel pour les hommes et les femmes[Note 17].

Comme les effets estimés des variables non associées au capital social sont conformes aux explications théoriques et aux conclusions des études empiriques connexes, ils ne sont pas analysés en détail ici, mais sont présentés en annexe.

6.1. Effets du capital social

Lorsqu’on examine les variables du capital social présentées dans le tableau 2, il est évident qu’il existe des liens significatifs entre les réseaux sociaux et les salaires hebdomadaires. Les différents modèles statistiques produisent des résultats robustes. La direction des relations entre les indicateurs de capital social à l’intérieur de divers types de réseaux sociaux et les salaires hebdomadaires varie. Les moyens utilisés par les nouveaux arrivants pour obtenir un emploi n’ont pas une grande incidence sur le salaire des hommes, comme le confirment les coefficients toujours non significatifs des relations personnelles comme mode d’obtention de l’emploi. Pour les femmes, en comparaison, les emplois obtenus par l’entremise de membres de la famille sont mieux rémunérés que ceux obtenus par d’autres moyens, le taux variant de 4,5 % (modèle à effets aléatoires) à 15,1 % (modèle avec VI), mais la signification n’est pas observée dans le modèle avec VI. En ce qui concerne la taille du réseau de parents, le coefficient pour les hommes et les femmes est toujours négatif, mais statistiquement significatif quelques fois seulement (dans le modèle à effets fixes et le modèle de Hausman-Taylor). La taille du réseau d’amis exerce un effet différent sur le salaire selon le sexe. Elle a un effet positif non significatif sur le salaire des hommes et un effet négatif significatif sur celui des femmes. Bien qu’un réseau plus diversifié en milieu de travail soit associé à des revenus d’emploi plus élevés pour les hommes et les femmes, l’importance de l’effet varie entre les modèles.

Les coefficients obtenus à l’aide des modèles avec VI sont assez différents de ceux obtenus à l’aide des modèles sans VI et des modèles de Hausman-Taylor, tant en importance qu’en signification. Des hypothèses différentes quant à l’endogénéité du capital social pourraient être en cause : par rapport à une hétérogénéité non observée ou à un terme d’écart. Les tests de Hausman réalisés sur différentes paires d’estimations fournissent des éléments probants pour la définition des hypothèses et le choix d’un modèle.

Les valeurs p des tests de Hausman sont présentées dans la dernière rangée du tableau 2. Pour les hommes et les femmes, les tests de Hausman pour (effets fixes – effets aléatoires) sont X2 (44) = 269,71 avec une valeur p de 0,0000 et X2 (44) = 254,35 avec une valeur p de 0,0000, respectivement. Nous pouvons donc rejeter l’hypothèse nulle selon laquelle l’hypothèse (3) est valable et le modèle à effets fixes est à préférer au modèle à effets aléatoires pour les hommes et les femmes de l’échantillon. En comparaison, selon les tests de Hausman pour (estimateur de Hausman-Taylor – effets fixes), nous ne pouvons rejeter l’hypothèse nulle de l’hypothèse (5) pour les membres des deux sexes; ainsi, les instruments x1 et z1 qui ont été choisis sont légitimes, et l’estimateur de Hausman-Taylor est convergent et efficace.

Les tests de Hausman pour (MC2E à effets fixes – MC2E avec composante d’erreur) sont X2 (43) = 108,02 avec une valeur p de 0,0000 et X2 (43) = 151,53 avec une valeur p de 0,0000 pour les hommes et les femmes, respectivement. Ce résultat, illustré au tableau 4, rejette l’hypothèse nulle selon laquelle le modèle des MC2E avec composante d’erreur produit un estimateur convergent. Un autre test de Hausman fondé sur la différence entre le modèle MC2E à effets fixes et le modèle à effets fixes ordinaires ne permet pas de rejeter l’hypothèse nulle selon laquelle les estimateurs à effets fixes ordinaires sont convergents. Autrement dit, il n’y a aucune preuve significative que les variables du capital social sont corrélées avec le terme d’écart dans l’équation du salaire. Il faut se rappeler que les estimateurs Hausman-Taylor (HT) sont convergents et efficaces par rapport aux modèles à effets fixes. Ils ont donc été retenus parmi les modèles d’estimation sur données de panel dans la présente étude, et le reste du document présente les résultats produits par les estimateurs HT.

Pour les hommes, les caractéristiques des réseaux sociaux qui influent sur le salaire sont la diversité ethnique en milieu de travail, la taille du réseau de parents et la fréquence de communication avec les répondants familiaux. Lorsque la diversité ethnique au lieu de travail augmente, passant d’une concentration totale dans un seul groupe ethnique à un réseau diversifié, le logarithme du salaire hebdomadaire réel augmente de 13,8 %. La fréquence de communication avec les répondants produit un rendement de 5,6 % en salaire. La proximité géographique des membres de la famille et la participation au sein d’organisations produisent également un effet légèrement significatif (à un niveau de 10 %) sur le salaire hebdomadaire réel, quoique la direction diffère. La taille du réseau de parents a un rendement négatif significatif pour les hommes. Un parent de plus[Note 18] au Canada est associé à une baisse de revenu de 10,3 %.

L’utilisation des relations personnelles (membres de la famille ou amis) pour obtenir un emploi a un effet sur le salaire qui est généralement positif, mais non significatif pour les hommes.

Pour les femmes, tandis qu’un emploi obtenu grâce à un membre de la famille ou à un parent paie 7,1 % de plus que les emplois obtenus par d’autres moyens, la taille du réseau de parents n’a pas le même effet : un parent de plus au Canada se traduit par une perte salariale de 11,9 %. La taille du réseau d’amis a également un effet significatif et négatif sur le salaire hebdomadaire réel, quoique minime (-1 %). La diversité ethnique au lieu de travail engendre un gain salarial important, de l’ordre de 14,5 % (13,8 % pour les hommes).

Le fait de présumer que les variables associées au réseau social sont endogènes par rapport à l’hétérogénéité non observée a un effet important sur le rendement estimé du capital social. On peut voir que l’introduction de l’endogénéité des indicateurs de capital social par rapport aux effets individuels vient réduire ou augmenter le rendement du capital social de 20 à 30 % environ pour les deux sexes. Lorsqu’on compare les colonnes 1 et 3 du tableau 2, on constate que le rendement de la diversité au lieu de travail passe de 18 % selon le modèle à effets aléatoires à 13,8 % selon l’estimateur de Hausman-Taylor pour les hommes, soit une diminution de 23 %. Pour les femmes, le rendement du capital social estimé avec le modèle à effets aléatoires est aussi très différent de celui obtenu avec l’estimateur de Hausman-Taylor : le rendement des relations familiales comme mode d’obtention de l’emploi passe de 4,5 à 7,1 %, tandis que le rendement de la diversité ethnique au lieu de travail fléchit de 18,6 à 14,5 %, soit une baisse de 22 %. Lorsqu’on tient compte de l’endogénéité des variables du capital social par rapport aux effets individuels, les effets négatifs de la taille du réseau de parents deviennent plus grands et statistiquement significatifs, à la fois pour les hommes et les femmes.

* p < 0,1; ** p < 0,05; *** p < 0,01.

Remarque : Les estimations selon le modèle de Hausman-Taylor reposent sur l'endogénéité présumée des variables associées au capital social, soit la scolarité, le niveau de compétence, la durée d'occupation de l'emploi et les heures travaillées par rapport à l'hétérogénéité non observée. Les estimations incluent également des variables de contrôle pour la catégorie d'immigrants, les caractéristiques démographiques (âge, état civil), province de résidence, région de naissance, groupe ethnique, scolarité, connaissance des langues officielles, expérience ou liens préalables au Canada et caractéristiques professionnelles. Voir les résultats complets en annexe.

Source des données : Enquête longitudinale auprès des immigrants du Canada (2005).

6.2. Effets différentiels du capital social

Afin de mieux cerner les effets différentiels des indicateurs de capital social, les termes d’interaction entre les variables du réseau social et la scolarité, les connaissances linguistiques, le groupe ethnique et la catégorie d’immigrants ont été intégrés séparément dans les modèles de Hausman-Taylor. Les dernières spécifications présentées dans le tableau 3 regroupent tous les termes d’interaction significatifs, à l’exception des interactions non significatives pour les hommes et les femmes, respectivement. Dans le tableau 3, les spécifications des modèles d’interaction pour les hommes et les femmes sont fondées sur la même hypothèse selon laquelle les variables du capital social, soit la scolarité, le niveau de compétence, la durée d’occupation de l’emploi et les heures travaillées, sont endogènes par rapport aux effets spécifiques individuels. Cette analyse plus poussée des coefficients des termes d’interaction montre que le capital social influe d’une façon très différente sur le salaire des immigrants en fonction de diverses caractéristiques.

Chez les hommes, le capital social, surtout le réseau familial, a des effets plus marqués sur le salaire des moins scolarisés. En particulier, lorsqu’elle est mise en interaction avec le niveau de scolarité, la taille du réseau familial exerce un effet différent sur le salaire hebdomadaire réel des immigrants possédant divers niveaux de scolarité. Par rapport aux titulaires d’un grade universitaire, les répondants moins scolarisés profitent davantage de la taille du réseau familial – le rendement du nombre de parents au Canada étant beaucoup plus élevé : de 20,9 % pour ceux ayant des études postsecondaires partielles, de 14,1 % pour ceux détenant un diplôme collégial et de 2,2 % (résultat non significatif cependant) pour ceux possédant un diplôme d’études secondaires ou moins. En outre, le rendement du réseau familial comme mode d’obtention d’un emploi est aussi plus important pour les moins scolarisés : de 21,1 % pour ceux détenant un diplôme d’études secondaires, de 18,5 % pour ceux ayant des études postsecondaires partielles et de 13 % pour les titulaires d’un diplôme collégial, par rapport aux emplois obtenus grâce à des personnes autres que les membres de la famille ou les parents. Fait intéressant, les répondants plus scolarisés sont aussi plus susceptibles de tirer profit des relations familiales, le rendement étant 16,1 % plus élevé pour les emplois obtenus grâce à des parents comparativement à ceux obtenus par d’autres moyens, bien que l’effet ne soit que légèrement significatif au niveau de 10 %.

Par rapport aux immigrants ne connaissant pas du tout le français, les immigrants francophones ayant obtenu un emploi grâce à des parents gagnaient 25 % de plus, et ceux ayant obtenu leur emploi grâce à des amis du même groupe ethnique gagnaient 9,7 % de moins. Même si l’effet pur du nombre de parents est très négatif (-42,5 %), les effets de ces relations proches sont plus positifs (ou moins négatifs) pour presque toutes les minorités visibles, surtout pour les hommes chinois, ouest-asiatiques et arabes (33,1 % et 50,5 % de plus, respectivement) comparativement aux Blancs. Lorsqu’on examine l’écart entre les catégories d’immigrants, la taille du réseau de parents a un effet négatif moins marqué sur le salaire des immigrants économiques (travailleurs qualifiés et gens d’affaires), surtout sur celui des travailleurs qualifiés demandeurs principaux (-20,8 % = -42,5 % + 21,7 %, par rapport à d’autres catégories).

Pour les femmes, l’effet ne diffère pas beaucoup entre les groupes ethniques ou les catégories d’immigrants. L’utilisation des relations familiales comme moyen d’obtenir un emploi est 16,2 % moins bénéfique pour celles qui possèdent une connaissance de l’anglais.

Néanmoins, la diversité au lieu de travail semble être l’élément le plus bénéfique pour les titulaires d’un grade universitaire, mais pas pour les immigrantes qui sont moins ou plus scolarisées. Par exemple, l’effet de la diversité au lieu de travail est 35,5 % plus faible pour celles qui possèdent un diplôme d’études secondaires ou moins, le rendement pour celles ayant des études postsecondaires partielles est de 46 % moins élevé, et il est inférieur de 34,3 % pour les femmes titulaires d’une maîtrise ou d’un doctorat.

Des études confirment que les effets du capital social varient selon la catégorie d’immigrants – l’effet du capital social sur le salaire est amplifié pour les travailleurs non spécialisés ou les immigrants sans papiers (Beine, Docquier et Ozden, 2007; Aguilera et Massey, 2003). La plupart des résultats présentés ici semblent appuyer les études antérieures, à savoir que les effets du capital social, en particulier les liens forts avec les membres de la famille et la parenté, sont amplifiés pour les immigrants possédant moins de capital humain, qui comprend la scolarité et la connaissance des langues officielles notamment.

* p < 0,1; ** p < 0,05; *** p < 0,01.

Remarque : Les effets d'interaction sont estimés à l'aide du modèle de Hausman-Taylor qui repose sur l'endogénéité présumée des variables associées au capital social, soit la scolarité, le niveau de compétence, la durée d'occupation de l'emploi et les heures travaillées par rapport à l'hétérogénéité non observée. Les estimations incluent également des variables de contrôle pour la catégorie d'immigrants, les caractéristiques démographiques (âge, état civil), province de résidence, région de naissance, groupe ethnique, scolarité, connaissance des langues officielles, expérience ou liens préalables au Canada et caractéristiques professionnelles. Voir les résultats complets en annexe.

Source des données : Enquête longitudinale auprès des immigrants du Canada (2005).

Notes

¹⁷ Le tableau 2 illustre seulement les coefficients estimés pour les variables associées au capital social. Voir les résultats complets des estimations en annexe.

¹⁸ Comme le nombre de parents est déterminé en fonction du nombre de types de parents au Canada, ce résultat doit être interprété avec prudence.

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