Soutenance mémoire
La régression par quantile
Le vieillissement croissant de la population canadienne a conduit le gouvernement vers l’adoption d’une politique d’immigration. De nos jours, le Canada fait partie des dix premiers pays au monde qui accueillent le plus d’immigrants. Pour ces derniers, la motivation première de l’immigration demeure l’amélioration de leur bien-être par l’obtention d’un emploi qualifié. Une fois dans les provinces canadiennes, les immigrants tout comme les natifs rencontrent des barrières face à l’emploi, nonobstant leurs compétences. Ainsi, les premiers jours des immigrants sont marqués par un chômage dû à ces barrières, mais encore, à cause de leur faible connaissance du marché du travail canadien. Partant de ces faits, la plupart d’entre eux décident de suivre des formations formelles afin de faciliter leur insertion en emploi. Il s’agit principalement des formations linguistiques, professionnelles et académiques.
Cependant, la majorité des formations formelles sont rarement ciblées vers les immigrants et ne tiennent pas compte de leurs caractéristiques observables. Par ailleurs, il existe des immigrants qui n’ont suivi aucune formation avant d’obtenir leur premier emploi. C’est pourquoi cette étude cherche à évaluer l’impact des formations formelles sur le revenu et la durée du chômage avant l’obtention du premier emploi des immigrants qualifiés de la belle province du Canada. Ainsi, les résultats de l’étude permettront de conclure sur la pertinence de la participation des immigrants aux formations formelles.
Revue de la littérature:
Le niveau de scolarité:
La quasi-totalité des études aboutissent à des résultats qui divergent selon le niveau d’étude des individus. Dans cette section, il sera donc présenté trois (3) études qui illustrent un tel résultat. Kang et Bishop (1989) [17] partent des données longitudinales de recensement des années 1980 et 1982 aux États-Unis, pour montrer que les personnes qui ont combiné au moins une formation professionnelle de 4 ans à une formation académique de 8 ans ont en moyenne un revenu espéré plus élevé que ceux qui ont un niveau d’étude scolaire inférieur et qui ont néanmoins suivi la même formation professionnelle pendant 4 ans. Ainsi, les hommes et femmes qui ont complété au moins 8 années du secondaire et qui ont suivi une formation professionnelle de 4 ans gagnent en moyenne respectivement 944 $ et 624 $ par an de plus que ceux qui n’ont pas complété les 8 années du secondaire. Il convient de noter que la base de données contient des informations sur 12 000 personnes ayant un niveau d’éducation inférieur ou égal au secondaire.
Le lieu de formation:
Une lecture succincte de la littérature révèle que l’impact des formations formelles sur le revenu et la durée du chômage des participants varie selon le lieu de formation. Cependant, les référentiels des lieux de formation diffèrent selon les études. Il convient de noter que cette section de l’étude ne distinguera pas les articles selon les différents référentiels abordés dans les travaux empiriques. À ce titre, trois (3) articles seront présentés pour illustrer ce résultat. De prime abord, les résultats linguistiques de Chiswick et Miller (1995) [7] sont positifs et significatifs sur les revenus annuels des immigrants quel que soit le pays sélectionné. En effet, ils trouvent que la maîtrise de la langue de destination augmente en moyenne de 5 % les revenus annuels des immigrants formés de 1981 en Australie et de 8 % ceux de 1986 dans le même pays. Toutefois, cet impact est plus grand en Israël, au Canada et aux États-Unis, soit respectivement 11 %, 12 % et 17 % pour les immigrants formés dans les langues nationales.
L’ethnicité:
Les formations formelles sont largement embrassées par les individus à minorités ethniques qui se retrouvent dans un milieu où la nécessité de s’intégrer aux habitudes du terroir s’impose. Bien que leurs causes de participation aux formations formelles soient diverses, les lignes à suivre rapporteront essentiellement les résultats de trois (3) études qui aboutissent à des effets des formations formelles qui divergent selon l’ethnicité. Tout d’abord, Jaeger et Page (1996) [16] utilisent une base de données qui contient des informations sur la population active américaine de 1991 et 1992. Les mêmes citoyens, questionnés sur leurs nombres d’années d’éducation en 1991 par le bureau du recensement américain, ont été questionnés sur leurs diplômes obtenus en 1992. Les résultats de l’étude révèlent que l’impact des formations académiques sur le salaire horaire des hommes noirs est significatif et plus élevé que celui observé chez les hommes caucasiens lorsqu’ils prennent en compte uniquement les diplômés de la maîtrise. Ainsi, les hommes noirs titulaires d’une maîtrise gagnent 65 % de plus que les hommes noirs titulaires d’un baccalauréat universitaire alors que les hommes caucasiens titulaires d’une maîtrise gagnent 5,5 % de plus que les hommes caucasiens titulaires d’un baccalauréat.
L’âge et l’expérience:
Plusieurs études font ressortir que l’impact des formations formelles sur le revenu et la durée du chômage des participants dépend de l’expérience et de l’âge des individus. Mais dans les lignes qui suivent, il sera présenté quatre (4) études qui soulignent la pertinence de l’âge et de l’expérience. En premier lieu, Krueger et Rouse (1994) [19] sont partis de données d’enquêtes et administratives pour analyser l’impact des formations académiques offertes en milieu de travail sur le revenu des travailleurs. Dispensée au sein d’une entreprise de service, cette formation avait pour objectif principal d’augmenter les rendements des travailleurs. Ils trouvent que l’impact de la formation sur les revenus des travailleurs chevronnés et moins éduqués de l’entreprise de service est plus élevé que celui observé chez les travailleurs moins expérimentés et plus éduqués. Par conséquent, l’impact des formations académiques sur les revenus des travailleurs est faible lorsque les travailleurs disposent déjà des qualifications fournies par ladite formation.
Méthodologie:
L’hypothèse du support commun:
Cette hypothèse stipule qu’il existe un groupe de comparaison pour les personnes traitées. C’est-à-dire que tout le monde possède une probabilité non nulle et strictement inférieure à 1 (0 < r(t, X) < 1) de choisir un traitement. Par conséquent, un contrefactuel peut être trouvé pour toutes les personnes traitées. La méthode d’appariement impose le support commun des probabilités d’être traitées suivant les caractéristiques observables des deux groupes. De même, une personne traitée et son contrefactuel doivent avoir les mêmes scores généralisés, car la construction du groupe de comparaison est basée sur la proximité des scores.
Limites et avantages:
D’entrée de jeu, l’une des limites majeures de l’appariement est qu’il repose sur une hypothèse forte qui n’est pas vérifiable. Sur la base de la CIA, il est impossible de prouver qu’il n’existe pas des caractéristiques non observées qui pourraient influencer la participation et biaiser les résultats. Toutefois, cette hypothèse devient vraisemblable si l’historique des Y est intégré dans le vecteur des caractéristiques observées des individus. En fait, tout ce qui n’est pas observable serait contenu dans la variable retardée, conditionnée sur le traitement. De même, la CIA est plus vraisemblable lorsque la matrice X renferme plus de variables explicatives.
La régression par quantile:
Après avoir obtenu les effets moyens du traitement multiple sur les Y des participants, il est nécessaire d’évaluer les effets quantiles du traitement multiple sur les Y participants. En effet, le quantile n’est rien d’autre que l’inverse de la distribution cumulative des Y de la population. Dans les lignes qui suivront, nous allons nous inspirer des travaux de Firpo (2007) [11], de Cattaneo (2010) [5], puis de Cattaneo et al. (2013) [6], pour présenter premièrement les hypothèses cruciales de la méthode, ensuite le calcul des estimateurs quantiles des effets du traitement multiple, enfin les limites et les avantages de la méthode.
Calcul de l’estimateur QTET et de sa variance estimée:
L’estimation des effets quantiles du traitement nécessite au préalable l’estimation et l’identification des quantiles conditionnels au traitement t. D’une part, ces quantiles seront estimés à partir de la minimisation de la somme des valeurs absolues des résidus selon le modèle général pondéré 5 , car ce dernier tient compte des effets de sélection en affectant un poids à chaque résidu. D’autre part, l’identification des quantiles conditionnels s’effectuera grâce aux méthodes semi-paramétriques 6 proposées par Firpo (2007) [11].
Conclusion:
Cette étude cherche à évaluer l’adéquation entre les formations formelles et la situation économique des immigrants de la classe des travailleurs qualifiés à leur arrivée au Québec. Pour ce faire, l’impact des formations formelles est évalué sur le salaire horaire et la durée du chômage avant l’obtention du premier emploi, aux moyens de l’appariement multiple et de la régression par quantile. Selon Gertler et al. (2011) [13] la première méthode est recommandée lorsqu’il n’existe aucune règle d’assignation claire aux formations formelles. La régression par quantile a été utilisée pour désagréger, au niveau des différents quantiles de l’échantillon d’étude, les résultats obtenus par l’appariement multiple. Maintes études se sont intéressées à l’évaluation d’impact des formations linguistiques, professionnelles puis académiques sur le revenu et la durée du chômage des participants. Leurs résultats révèlent que l’impact de chacune des formations formelles varie en fonction du niveau de scolarité, du lieu de formation, de l’ethnicité, de l’âge, de l’expérience, du domaine de la formation et de l’emploi. La base de données employée dans cette étude a été fournie par le Ministère de l’Emploi, de la Solidarité Sociale et de la Famille du Québec en collaboration avec le Ministère de l’Immigration et des Communautés Culturelles (MICC). Le nombre total d’observations de la base est de 3 009 immigrants dont 1 477 ont pris part aux formations formelles. Comparativement au 1 004 contrefactuels réunis dans le groupe de contrôle, les résultats de l’appariement multiple révèlent que les formations linguistiques, professionnelles et académiques diminuent respectivement le nombre de jours de chômage (avant l’obtention du premier emploi) des participants de 580, 422 et 304 jours en moyenne. De plus, les formations linguistiques baissent plus la durée de chômage de la médiane des distribution alors que les formations professionnelles et académiques baissent plus la durée du chômage du 75è quantile des distributions, soient des baisses respectives de 690, 491 et 495 jours .
Cependant, l’impact moyen des formations formelles sur les salaires horaires du premier emploi des participants est négatif, avec une faible baisse des salaires horaires des participants du 25è quantile. Ainsi, seuls les résultats des formations professionnelles et académiques sont significatifs, soit des baisses moyennes de 1 $ environ. Les études de Dustmann et Fabbri (2003)[9], Hanushek et al. (2011)[15] pourraient justifier les résultats obtenus pour la durée de chômage alors que celles de Gonzalez (2000) [14] et de Kilolo Malambwe (2013) [18] pourraient expliquer les résultats obtenus pour le revenu des immigrants. En effet, les formations formelles n’augmentent pas le revenu des participants insérés en emploi. Ce résultat serait dû à la surqualification des participants aux formations formelles. De plus, l’âge avancé des participants des formations linguistiques serait l’une des cause du faible impact de ladite formation sur les revenus des participants.
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Table des matières
Introduction
1 Revue de la littérature
1.1 Le niveau de scolarité
1.2 Le lieu de formation
1.3 L’ethnicité
1.4 L’âge et l’expérience
1.5 Le domaine de la formation et de l’emploi
2 Méthodologie
2.1 L’appariement multiple
2.2 La régression par quantile
3 Base de données
3.1 Source
3.2 Analyse descriptive
4 Résultats
4.1 Présentation des résultats
4.2 Discussion des résultats
A Équations
A.1 Les conditions du premier moment
A.2 Détermination des quantiles
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