L’insertion économique des immigrants dans la société d’accueil constitue une dimension essentielle du processus général d’intégration. Le plus souvent, le profil des immigrants est établi à partir de données transversales provenant des recensements et parfois d’enquêtes. De plus, la perspective adoptée privilégie la comparaison des immigrants avec les natifs, l’objectif étant d’examiner dans quelle mesure les immigrants réussissent ou non à « s’insérer » dans le marché du travail aussi bien que les natifs. Si les résultats de ces recherches montrent qu’en moyenne les immigrants réussissent aussi bien, parfois même mieux, que les natifs, ils indiquent également que la situation est très variable selon les groupes d’immigrants. C’est cette dernière question qui fait l’objet du présent article.

En effet, nous examinons ici le processus différentiel d’insertion dans le marché du travail montréalais en fonction de l’origine nationale des immigrants arrivés à Montréal au cours de l’année 1989. Pour ce faire, nous abordons l’insertion économique sous deux angles : 1) l’accès au premier emploi et 2) la capacité de se maintenir dans le marché du travail au cours des 18 premiers mois. Les données utilisées sont de nature longitudinale, ce qui nous permet de suivre les individus après leur arrivée au Québec et de dégager les facteurs associés à ces deux aspects de l’insertion économique.

L’hypothèse centrale de notre recherche est que l’origine nationale constitue un des facteurs déterminants de l’insertion économique. À défaut d’informations précises sur le pays d’origine, l’origine nationale (ici le pays de naissance) synthétise plusieurs dimensions dont la plus importante est le niveau de développement économique et social (Borjas, 1994). Nous pensons qu’à caractéristiques socio-économiques semblables, certains groupes d’immigrants auront plus de difficultés que d’autres à s’insérer et à se maintenir dans le marché du travail. Plusieurs travaux ont d’ailleurs montré de telles inégalités intergroupes tant en Amérique du Nord qu’en Europe. Aux États-Unis par exemple, des travaux récents ont mis en évidence la stratification socio-économique des groupes d’immigrants selon leur région d’origine, les immigrants d’origine européenne se situant au sommet de la hiérarchie alors que les non-Européens se retrouvent au bas de l’échelle (Poston, 1994). Parmi les groupes les plus défavorisés, on retrouve en général les Latino-Américains, les immigrants récents – en particulier ceux venus du Tiers-Monde – et les Mexicains (Portes et Rumbaut, 1990; Lalonde et Topel, 1992; Borjas, 1994). On observe à peu près les mêmes résultats pour le Canada où l’étude de la stratification ethnique a une longue tradition. De façon plus spécifique, ce sont les immigrants d’origine asiatique et d’Afrique noire qui se trouvent au bas de l’échelle socio-économique, et ceci même en prenant en compte leur capital humain (Richmond, 1992; DeSilva, 1992; Bloom, Grenier et Gunderson, 1994; Pendakur et Pendakur, 1998). Au Québec, quelques études concluent également que l’origine nationale des immigrants et des immigrantes joue un rôle important : on retrouve au bas de la hiérarchie essentiellement les mêmes groupes que pour le reste du Canada (Ledoyen, 1992; Caldwell, 1994; Piché et Bélanger, 1995). En Europe, ce genre de travaux est plus rare. En France néanmoins, certaines études récentes basées sur l’enquête Mobilité géographique et insertion sociale indiquent que le pays d’origine serait également un critère discriminant (Tribalat, 1996). Ainsi, trois groupes s’opposent nettement en ce qui concerne leur parcours professionnel : les immigrés d’Espagne et du Portugal, qui sont les moins vulnérables sur le marché du travail, les immigrés d’Algérie, du Maroc ou de Turquie, qui occupent une position intermédiaire et les immigrés d’Asie du Sud-Est ou d’Afrique sub-saharienne, qui sont les plus vulnérables (Dayan, Échardour et Glaude, 1997).

Notre recherche se démarque des études antérieures sur trois points essentiels. Tout d’abord, elle s’appuie sur des données longitudinales. Nous suivons en effet une cohorte d’immigrants arrivés au Québec en 1989 et examinons ses performances sur le marché du travail montréalais. Ensuite, l’insertion économique est saisie 1) par l’accès au premier emploi et 2) par le nombre de semaines passées dans l’emploi. Ces deux indicateurs intègrent la dimension temporelle, le premier ajoutant le calendrier de l’entrée en emploi, informations que seules des données longitudinales peuvent fournir. Enfin, le modèle explicatif proposé ici contient plusieurs variables contrôles dont certaines ne sont pas toujours prises en compte de façon simultanée dans les autres travaux. En effet, la relation entre l’origine nationale et l’insertion économique dépend de plusieurs autres variables qui constituent en fait des facteurs de différenciation sur le marché de travail, dont il faut tenir compte dans toute comparaison entre les groupes d’immigrants (Piché, 1997). Il s’agit essentiellement des caractéristiques sociodémographiques (âge et sexe) et constitutives du capital humain (durée de la scolarité, connaissances linguistiques, expérience professionnelle antérieure). Comme il s’agit d’une cohorte d’immigrants arrivés à Montréal la même année, nous tenons compte par définition à la fois de la durée de séjour, variable cruciale entre toutes (Goldlust et Richmond, 1974) et de l’état du marché du travail (tous les immigrants devant faire face au même marché, celui de Montréal, et au cours de la même période). Si, malgré la prise en compte de toutes ces variables intermédiaires, les différences entre groupes d’immigrants persistent – c’est là notre hypothèse de recherche –, nous pourrons conclure que l’origine nationale joue un rôle important dans le processus d’insertion.

D’où proviennent les immigrants de la fin des années 1980 au Québec et à Montréal ? On sait que depuis quelques décennies, les immigrants en provenance des pays d’Europe sont beaucoup moins nombreux et qu’ils sont remplacés par les originaires des pays en voie de développement. En 1989, un seul pays d’Europe occidentale figurait parmi les dix plus importants pays d’origine, soit la France avec une part de 4,2 % (figure 2). Les autres immigrants proviennent d’Asie, d’Afrique, des Caraïbes ou d’Europe de l’Est, en particulier du Liban (12,1 %), d’Haïti (6,7 %) et du Viêt Nam (3,6 %). Pour ces trois derniers pays et pour la France, les effectifs dans la base de données de l’enquête utilisée ici sont suffisamment nombreux pour qu’ils puissent être analysés séparément.

Si l’immigration est en hausse à la fin des années 1980, l’économie n’est alors guère florissante comme en témoignent les taux de chômage illustrés à la figure 3. Les années 1989-1992, correspondant à la période où notre cohorte est sous observation, sont des années où le chômage s’accroît à Montréal. Parallèlement, l’indice de l’offre d’emplois [2] diminue. C’est donc dire que les nouveaux arrivants de cette période font face à un marché du travail en difficulté [3].

Le Québec est, depuis l’entente avec le gouvernement fédéral survenue en 1978, le maître d’œuvre concernant le volume et la sélection des immigrants, l’admission restant du ressort du gouvernement fédéral. Le Québec reconnaît les grandes orientations de la politique canadienne d’immigration dont les principes sont : 1) « la sélection sans discrimination »; 2) « la priorité à la réunification des familles » et 3) « l’importance des considérations humanitaires » (Manègre, 1993, 5). Tout en souscrivant à ces orientations, le Québec s’est construit une grille particulière de sélection des immigrants, qui doit répondre à l’objectif de « […] s’assurer que l’immigration soit vraiment un instrument de développement de la spécificité québécoise distincte en Amérique du Nord » (MCCI, 1989, B1). La politique d’immigration québécoise vise donc des objectifs économiques et démographiques, mais également une intégration des immigrants au groupe francophone, ce dernier objectif étant recherché à travers les critères d’admission. Concrètement, les immigrants sont admis au Québec sous trois catégories administratives, découlant des trois grands principes cités ci-dessus : la catégorie « famille », celle des « réfugiés » et celle des « indépendants » [4].

La catégorie « famille » concerne les parents proches, comme les conjoints, les enfants à charge, les parents et grands-parents. Les critères de sélection ne s’appliquent pas à ces immigrants, excepté pour le contrôle médical et l’enquête de sécurité.

La catégorie « réfugiés et personnes en situation de détresse » comprend les réfugiés au sens de la Convention de Genève et les individus appartenant à une catégorie dite de personnes en situation de détresse.

Les immigrants de la catégorie « indépendants » sont spécifiquement visés par les objectifs de la politique d’immigration québécoise puisqu’ils sont pleinement soumis à la grille de sélection, basée sur un système de pointage des caractéristiques suivantes : l’instruction, la préparation professionnelle spécifique, l’adaptabilité (qualités personnelles, motivation, connaissance du Québec), la détention d’une compétence professionnelle demandée au Canada, l’expérience professionnelle, l’âge, la connaissance du français et de l’anglais et la présence de parents ou d’amis au Québec (MCCI, 1989, p. 10-16). On attribue des points bonifiés pour la connaissance du français, la profession du conjoint et la présence de jeunes enfants.

Il est donc évident que pour une bonne partie des immigrants, c’est-à-dire ceux qui sont admis dans la catégorie des « indépendants », le capital humain qu’ils détiennent sera déterminant quant à leur admission sur le sol québécois.

Comme nous pouvons le constater, la taille de l’échantillon diminue à chacune des vagues successives. La représentativité de l’échantillon a été analysée en détail pour chacune des vagues de l’enquête. Sur les quelque 1 880 immigrants qui avaient accepté d’être enquêtés, 1 000 immigrants ont participé à la première vague [7]. Les résultats des analyses de la qualité de l’échantillon [8] indiquent que cet échantillon est bien représentatif des immigrants âgés de 18 ans et plus, arrivés entre la mi-juin et novembre 1989 avec un visa obtenu à l’étranger et admis dans l’une ou l’autre des trois catégories d’immigration (réfugié, indépendant ou famille). L’année suivante, soit deux années après leur arrivée, 271 immigrants n’ont pas répondu au questionnaire du second passage. Là encore, la déperdition observée entre la première et la deuxième vagues affecte peu, selon les analyses effectuées [9], la qualité de l’échantillon : les légers changements observés dans sa composition refléteraient une redéfinition de la population étudiée, et dans la mesure où l’on s’intéresse aux immigrants demeurant encore au Québec, l’échantillon n’est pas biaisé. Au troisième passage, 221 immigrants supplémentaires n’ont pas participé à l’enquête. On constate de légers changements dans l’échantillon de la troisième vague relativement à celui de la deuxième vague. Nous sommes probablement face à un début de biais mais aussi d’effets qui indiqueraient, là aussi, une redéfinition dynamique de la population étudiée, une partie de celle-ci ayant quitté le Québec avant le troisième passage. Ce qui est important pour la présente étude, c’est que l’impact des cas « perdus » est minime sur l’analyse de l’accès au premier emploi, si nous considérons que le groupe à risque est constitué des seuls 1 000 répondants et répondantes du premier passage (un an après leur arrivée). On connaît pour toutes ces personnes leur histoire professionnelle au cours de la première année de séjour. Ainsi, si la personne accède à un premier emploi au cours de cette période, même si par la suite elle a quitté le Québec, elle compte dans le calcul des probabilités. Il en va de même pour les personnes présentes lors du deuxième passage mais absentes lors du troisième [10]. Dans cette analyse, nous recourons à un modèle de survie (modèle de Cox).

Une des particularités du questionnaire de cette enquête est l’utilisation d’un calendrier, afin de répertorier et dater (à la semaine près) tous les épisodes vécus par le répondant et son conjoint dans les domaines de l’emploi, du non-emploi, de l’éducation et de la résidence. Le questionnaire de la première vague comporte également une large section sur les caractéristiques avant la migration. De plus, certaines informations ont été extraites du fichier administratif des visas et jumelées aux données de l’enquête afin d’obtenir, entre autres, la catégorie détaillée d’admission et la connaissance du français et de l’anglais avant l’arrivée au Canada. La présence systématique d’informations datées permet d’étudier la dynamique de l’établissement et l’éventail des trajectoires biographiques. Ainsi, tous les épisodes d’emploi sont connus avec leurs dates de début et de fin, le titre, le statut d’occupation, le secteur d’activité, le salaire, le nombre d’heures travaillées, etc.

Dans un premier temps, c’est le processus qui mène au marché de l’emploi qui nous intéresse puisque c’est un événement capital dans toute démarche d’insertion économique. Il s’agit en fait de mesurer le temps nécessaire pour trouver un premier emploi, le temps étant ici un indicateur de la rapidité de l’intégration de l’immigrant. Tous les emplois rémunérés, salariés ou indépendants, à temps plein ou à temps partiel et de quelque durée que ce soit sont pris en compte. Cette définition assez large de l’emploi nous permet d’appréhender les personnes capables de s’insérer dans le marché du travail québécois; c’est, en quelque sorte, un indice d’employabilité. Soulignons cependant que dans l’ensemble, ces premiers emplois sont d’assez longue durée (voir tableau 3).

Pour le premier emploi, deux outils statistiques sont utilisés pour, d’une part, mesurer le temps d’accès au premier emploi et, d’autre part, mesurer l’effet des différentes variables explicatives sur cet accès à l’emploi. Il s’agit d’abord des tables de survie dans un état donné, en l’occurrence ici en état de non-emploi. Ces tables permettent d’évaluer le nombre d’individus exposés au risque d’un événement (par exemple, le premier emploi), et ce, au cours de chaque intervalle de temps (ici la semaine). Dans le cas qui nous intéresse, les individus exposés au « risque » d’accéder à un premier emploi sont tous les répondants de l’enquête. L’observation débute à l’arrivée au Québec (point 0 sur l’échelle du temps) et se poursuit tant que l’événement (l’emploi) n’est pas survenu ou que l’individu n’est pas sorti de la période d’observation, soit après trois ans (ce sont les cas tronqués à droite). L’estimateur de la fonction de survie (dit de Kaplan-Meier) est assimilable à la probabilité de connaître un événement dans chaque intervalle de temps tout en tenant compte des cas tronqués à droite. La représentation graphique de cette table de survie indique en ordonnées la proportion de « survivants » en état de non-emploi à l’issue de chaque semaine.

La seconde méthode statistique utilisée est le modèle semi-paramétrique de Cox qui allie deux types d’analyses, celle des tables de survie et celle de la régression [11]. En effet, les tables de survie seules ne permettent pas de mesurer l’influence combinée de plusieurs facteurs explicatifs. En revanche, le modèle de Cox permet de calculer l’effet net des variables explicatives sur le risque de connaître un événement. Le coefficient ainsi calculé pour chaque variable mesure l’influence moyenne de cette variable sur les chances hebdomadaires d’obtenir un premier emploi. Les coefficients présentés dans les tableaux sont des risques relatifs; un rapport supérieur à 1 indique des chances d’accéder à un premier emploi plus élevées que dans la catégorie de référence, et un rapport inférieur à 1 des chances plus faibles. Une des caractéristiques du modèle semi-paramétrique est qu’il permet d’introduire, outre les variables indépendantes fixes (caractéristiques qui ne changent pas, par exemple le niveau de scolarité à l’arrivée), des variables qui varient dans le temps, comme celles relatives à la formation en cours et qui indiquent, pour chaque unité de temps considérée, si le répondant suit ou non un cours quelconque.

Nous présentons six modèles de régression pour l’accès au premier emploi (voir tableaux 1 et 4). Le premier modèle mesure l’effet brut de la variable principale « origine nationale » et les autres vérifient si l’effet de cette variable persiste après l’introduction successive des variables contrôles fixes (sexe, groupe d’âges, durée de la scolarité, connaissance des langues officielles à l’arrivée, expérience de travail préalable à la migration, le fait d’avoir un emploi attesté à l’arrivée et la catégorie d’immigration) et de celles qui changent au cours du temps (formation postérieure à la migration). Enfin, un dernier modèle contrôle l’ajout de termes d’interaction entre la scolarité et l’origine. S’il s’avérait qu’un quelconque terme de cette interaction soit significatif, cela signifierait qu’il existe une reconnaissance (ou une non-reconnaissance si le coefficient est négatif) différentielle de la scolarité selon l’origine des immigrants.

Tableau 1
Variables utilisées dans les analyses de l’accès au premier emploi et du nombre de semaines travaillées

Le second indicateur analysé saisit la capacité à se maintenir dans le marché du travail en tenant compte de la dimension durée en emploi. Il s’agit du nombre de semaines travaillées au cours des 78 premières semaines de séjour (soit un an et demi). Le choix de cette période de référence est dicté par le fait qu’au-delà de cette 78^e semaine, la déperdition de l’échantillon est assez importante. Néanmoins, elle est suffisamment longue pour que l’immigrant ait eu le temps de se stabiliser. Toutes les semaines occupées par un (ou plusieurs) emploi(s) de 30 heures ou plus ont été comptabilisées. Dans ce type d’analyse, les immigrants qui n’ont pas travaillé ne sont pas exclus, ces derniers se voyant attribuer « 0 » semaine.

Notre variable dépendante étant quantitative mais tronquée à la 78^e semaine, nous utilisons la méthode de régression linéaire multiple de type Tobit [12]. Trois modèles sont présentés : le premier mesure l’effet brut de la variable « origine nationale », le second ajoute les variables démographiques et de capital humain (sexe, âge, durée de la scolarité, connaissance des langues officielles à l’arrivée, expérience de travail antérieure à la migration, catégorie d’immigration) et le dernier, les variables relatives à la formation à temps plein effectuée au Québec (nombre de semaines passées dans un programme régulier, dans un programme proposé par un Centre d’orientation et de formation des immigrants (Cofi), ou dans un programme autre). Les coefficients des régressions sont directement interprétables en nombre de semaines travaillées de plus ou de moins par rapport à la catégorie de référence.

Dix régions ou pays d’origine sont examinés dans nos analyses. En effet, les effectifs de l’enquête ne nous permettent pas d’étudier tous les pays séparément (il y en a 80 au total), sauf quatre d’entre eux : le Liban, Haïti, la France et le Viêt Nam. Pour les autres, nous avons effectué un regroupement sur la base des grandes régions géographiques [13].

Le tableau 2 présente les effectifs et quelques caractéristiques des répondants pour ces dix pays ou régions d’origine. Des différences, parfois fortes, existent quant à la répartition par sexe et par catégorie d’immigration, la connaissance des langues officielles et la durée moyenne de scolarisation. Ainsi, les Libanais de notre échantillon arrivent majoritairement comme indépendants (près de 90 %), connaissent dans une bonne proportion le français (66 %) et l’anglais (50 %) et sont majoritairement des hommes (62 %). Leur scolarité a duré en moyenne 14,1 ans, ce qui les classe parmi les plus scolarisés. Ils se distinguent relativement peu des ressortissants de la grande région Moyen-Orient/Afrique du Nord. Le portrait des Vietnamiens est quant à lui très différent : certes, ils sont eux aussi plus souvent des hommes mais ce sont majoritairement des réfugiés (63 %), qui connaissent peu le français (13 %) ou l’anglais (28 %) et qui n’ont été scolarisés que 10,3 années en moyenne. Ils se différencient des ressortissants de l’Asie du Sud, de l’Est et du Pacifique : ceux-ci sont surtout admis comme indépendants (64 %) et la connaissance de la langue anglaise est plus répandue parmi eux (44 %).

Tableau 2
Effectifs et caractéristiques des répondants à l’enquête Éni selon le pays ou la région de naissance

Les Haïtiens, dont 60 % sont des hommes, sont admis dans la catégorie « famille » dans leur très grande majorité (90 %), connaissent plutôt le français (47 %) et très peu l’anglais (8 %) et ont été peu scolarisés (10,9 années). Ils se démarquent nettement des originaires de la grande région Amérique du Sud/Caraïbes qui sont majoritairement des indépendants (59 %), connaissent assez peu le français ou l’anglais et ont été scolarisés plus longtemps (13,6 années). Une bonne part des Européens de l’Est sont admis comme réfugiés (44 %). Leur connaissance de l’une ou l’autre des langues officielles est relativement peu fréquente mais ils se classent parmi les immigrants les plus scolarisés (14,3 années).

Les immigrants nés en France arrivent surtout comme indépendants (88 %), parlent presque tous le français (92 %) mais aussi l’anglais (40 %) et sont les plus scolarisés parmi nos dix groupes d’immigrants (15 années). Les ressortissants de la grande région reste de l’Europe/ Amérique du Nord parlent surtout l’anglais (58 %), sont un peu plus souvent des femmes (54 %), sont plus fréquemment admis comme indépendants (79 %) et ont été moins scolarisés que la moyenne (12,6 années).

Tableau 3
Temps médian d’entrée et de sortie du 1^er emploi (en semaines) et proportion des enquêtés n’ayant pas eu de 1^er emploi au moment de l’enquête, selon le pays ou la région de naissance

Le calendrier est cependant assez différent selon les diverses origines nationales. Les immigrants des pays d’Europe de l’Ouest et d’Amérique du Nord (sauf la France) accèdent non seulement beaucoup plus rapidement à l’emploi que les autres (temps médian de 4,5 semaines) mais leurs emplois sont parmi les plus longs (durée médiane de 132 semaines) et seulement une faible proportion n’ont pas trouvé d’emploi au cours de la période d’observation (12,5 %). Les Français se classent en seconde position avec un temps d’accès à l’emploi un peu plus long et une durée de celui-ci plus courte. Les Haïtiens, dont la moitié ont trouvé un emploi au bout de huit semaines, font figure d’exception parmi les originaires des pays en développement qui mettent tous plus de temps à accéder à un premier emploi. La proportion d’Haïtiens qui n’auront jamais trouvé d’emploi (22 %) est également la plus faible parmi les immigrants des pays en développement (tableau 3 et figure 4). Les Libanais se classent également bien parmi les originaires de ces pays en termes de temps médian d’accès à l’emploi (13 semaines) mais leurs emplois sont les moins stables, avec une durée médiane qui est la plus faible de toutes (30 semaines). Les Vietnamiens mettent beaucoup plus de temps à accéder à l’emploi (temps médian de 43 semaines) et la proportion de ceux qui n’ont pas trouvé d’emploi au bout de trois ans est parmi les plus élevées (30 %). Les immigrants en provenance d’Afrique sub-saharienne sont ceux qui s’insèrent le moins bien dans le marché de l’emploi : près de 38 % sont restés sans emploi au bout de trois ans et le temps d’entrée est pour les autres assez long (23 semaines).

Ces différences dans le calendrier d’accès à l’emploi sont difficilement interprétables compte tenu de l’hétérogénéité qui existe dans la population des répondants. Les modèles de Cox sont alors utiles pour déterminer si ces différences tiennent toujours après contrôle des diverses variables. Les résultats du modèle qui vérifie l’effet brut de l’origine nationale sur la vitesse d’accès à l’emploi (modèle 1 du tableau 4) confirment qu’il y a accès différentiel à l’emploi selon l’origine nationale (voir aussi figure 4). Hormis pour les immigrants venus de France, d’Europe de l’Est et d’Haïti, les chances d’accéder à un premier emploi sont entre 35 % et 50 % moins élevées que pour les originaires de la région de référence (reste de l’Europe/Amérique du Nord). Mais l’effet de l’origine nationale reste marginal : en fait, ce facteur à lui seul n’explique qu’une variation de 27 (chi 2 du modèle) sur une variation globale de 6 252.

Tableau 4
Résultats des modèles semi-paramétriques de Cox sur l’accès au 1^er emploi (risques relatifs)

L’introduction des variables contrôles modifie quelque peu l’effet de l’origine nationale : cinq des six pays/régions d’origine qui étaient significativement défavorisés dans le modèle brut le demeurent (modèle 5). Les Vietnamiens ne sont plus désavantagés dans la course à l’emploi alors que les immigrants d’Afrique sub-saharienne, du Liban, du Moyen-Orient/ Afrique du Nord, d’Asie et d’Amérique du Sud/Caraïbes le sont toujours.

L’ajout d’un terme d’interaction entre la scolarité et la région (modèle 6) ne vient modifier l’impact de l’origine nationale que pour les natifs d’Afrique sub-saharienne : le coefficient diminue fortement, ce qui signifie que l’accès à un emploi est considérablement ralenti pour ceux qui ont été peu scolarisés; le handicap lié à l’origine nationale ne disparaît que pour ceux qui ont bénéficié d’environ 18 ans de scolarité [14]. De plus, il importe de souligner que seuls les Africains bénéficient pour ainsi dire de la capacité d’annuler l’effet de leur origine nationale, ce qui n’est pas le cas pour les originaires du Liban, du Moyen-Orient, d’Afrique du Nord, d’Haïti, d’Amérique du Sud et des Caraïbes. Cependant, chaque année de scolarité effectuée donne un peu plus de chances à ces immigrants de trouver un emploi. Pour les originaires des quatre autres pays/régions qui restent significativement désavantagés, les coefficients changent peu : ils ont entre 32 % et 45 % de chances en moins de trouver un emploi que les immigrants de la région reste de l’Europe/Amérique du Nord.

Revenons sur le cas des Vietnamiens. On a vu dans les tables de survie en état de non-emploi que ce sont de loin ceux qui mettent le plus de temps à s’insérer dans le marché du travail. Or, les résultats finaux indiquent néanmoins que leur comportement ne diffère pas de celui des originaires de la région de référence, qui s’inséraient, rappelons-le, presque dix fois plus rapidement (4,5 semaines contre 43 semaines pour les Vietnamiens). Il semble qu’il faille voir là l’effet de la formation au Québec car après l’ajout de ces variables (au modèle 5), l’effet de l’origine vietnamienne ne joue plus.

Cette hypothèse semble s’appliquer également aux Haïtiens. Certes, l’ajout des variables relatives à la catégorie d’immigration et à l’attestation d’emploi à l’arrivée diminue le degré de significativité du coefficient, mais celui-ci reste très près du niveau accepté (0,06); avec la prise en compte des variables relatives à la formation suivie au Québec, l’effet de l’origine haïtienne ne joue plus.

Quant aux variables contrôles, leurs effets vont généralement dans le sens attendu. Les hommes accèdent plus rapidement à un premier emploi que les femmes. L’accès à l’emploi est également accéléré pour les 18-40 ans (relativement aux plus de 40 ans), pour ceux qui ont une expérience professionnelle antérieure à la migration (comparés à ceux qui n’en ont pas), pour ceux de la catégorie indépendant (comparés aux réfugiés), pour les détenteurs d’une attestation d’emploi à l’arrivée (comparés à ceux qui n’en ont pas). L’accès à l’emploi est en revanche retardé lorsqu’on suit un cours à temps plein, qu’il soit dispensé par le Cofi ou relève de l’enseignement régulier. Parmi les diplômés, seuls ceux qui ont suivi un cours du Cofi à temps plein ou un programme professionnel voient s’accroître leurs chances d’accéder à un emploi. Il faut y voir à côté du simple effet des cours de français offerts par le Cofi celui de la socialisation à la société québécoise [15]. Quant aux autres cours (réguliers et professionnels à temps plein ou partiel), leur effet n’a vraisemblablement pas eu le temps de se faire sentir.

On peut noter l’absence d’effet de certaines caractéristiques constitutives du capital humain telles que la durée de la scolarité avant la migration (sauf pour les Africains) et la connaissance des langues officielles (français ou anglais). Rappelons que notre définition de l’emploi englobait tout travail quelle que soit sa durée. Devant l’urgence et la nécessité de trouver un travail, détenir ces atouts ne jouerait plus. De plus, nombre d’emplois ne nécessitent aucune compétence linguistique ou technique. En revanche, il est possible que ces caractéristiques jouent dans l’accès à un emploi durable et « de qualité ».

On recense 519 immigrants qui ont travaillé au moins une semaine pendant cette période (sur les 729 observés [17]), soit 71 % de l’échantillon.

Le tableau 5 indique l’existence de différences quant au nombre moyen de semaines travaillées selon l’origine nationale. Le modèle 1 du tableau 6 confirme les différences intergroupes. Ainsi, les originaires d’Europe et d’Amérique du Nord se démarquent de tous les autres par un nombre plus élevé de semaines travaillées, soit 45-46 semaines. Parmi les immigrants des pays en développement, les Haïtiens ressortent avec la moyenne la plus élevée (38,6 semaines); la proportion d’Haïtiens n’ayant pas travaillé à temps plein est aussi parmi les plus faibles (25 %). À l’autre bout de l’échelle se trouvent les originaires d’Amérique du Sud/Caraïbes et du Viêt Nam avec, respectivement, seulement 28,5 et 30,8 semaines travaillées. À quoi tiennent ces écarts ? L’analyse du tableau 6 permet de suggérer quelques réponses.

Tableau 5
Nombre moyen de semaines de travail à temps plein⁽¹⁾ au cours des 78 premières semaines de séjour et proportion des répondants n’ayant pas travaillé au moins une semaine à temps plein au cours de cette période, selon le pays ou la région de naissance

Tableau 6
Résultats des modèles de régression Tobit du nombre de semaines travaillées à temps plein au cours des 78 premières semaines de séjour (coefficients de régression)

L’introduction des variables explicatives autres que l’origine nationale permet de constater que les immigrants du Liban, du Moyen-Orient/Afrique du Nord, d’Asie et d’Amérique du Sud/Caraïbes ont travaillé moins longtemps que la catégorie de référence, soit entre 10 et 14 semaines de moins, une fois pris en compte les caractéristiques démographiques, le capital humain et la formation postérieure à la migration (modèle 3, tableau 6). Les Vietnamiens ne sont plus défavorisés lorsqu’on ajoute les variables liées au capital humain (modèle 2) [18] alors que dans le cas des Africains, c’est l’ajout des variables relatives à la formation (fréquentation d’un programme régulier) qui annule l’effet de l’origine sur leur durée en emploi. Quant aux Haïtiens, il est intéressant de noter que si l’effet brut de l’origine ne jouait pas, l’introduction de l’âge et du sexe réactive cet effet, effet qui se maintient avec l’ajout successif de la scolarité et de la connaissance des langues [19]. Ce n’est qu’en ajoutant au modèle la catégorie d’immigration (modèle 2) que l’effet tombe (précisons que 90 % des Haïtiens de cette cohorte sont admis sous la catégorie « famille »). Enfin, les originaires d’Europe de l’Est et de France ne se distinguent pas de ceux du reste de l’Europe et d’Amérique du Nord.

Les variables contrôles qui exercent un effet positif sur la durée de présence dans le marché du travail sont : le fait d’être un homme, d’être jeune (plutôt que d’être âgé de plus de 40 ans) et d’avoir déjà travaillé à l’étranger. Les cours suivis à temps plein au Québec ont tous pour effet immédiat de diminuer le nombre de semaines de travail, ce qui était prévisible. Les programmes techniques, professionnels ou autres (cours « autre ») retirent les immigrants du marché du travail un peu plus longuement que les autres types de cours (il s’agit des programmes réguliers des niveaux secondaire, post-secondaire, universitaire ou en Cofi). Enfin, la scolarité, la connaissance du français ou de l’anglais à l’arrivée de même que la catégorie d’immigration ne jouent pas.

On constate un certain lien entre l’accès au premier emploi et le maintien dans le marché du travail. Ce sont généralement les originaires des régions qui sortent défavorisés pour l’accès au premier emploi qui sont également désavantagés quant à la durée travaillée. Ce lien n’est toutefois pas systématique puisque dans le cas des Africains, leur accès tardif à l’emploi ne semble pas être suffisamment important pour les désavantager sur le plan du maintien dans l’emploi.

Qui sont les grands perdants dans cette course à l’emploi ? Les originaires d’Afrique, on vient de le souligner, ne sont désavantagés que sur le plan de l’accès à l’emploi, désavantage qui peut être compensé par une longue scolarité. Les immigrants du Liban, du Moyen-Orient/Afrique du Nord, d’Asie et d’Amérique du Sud/Caraïbes s’insèrent et se maintiennent difficilement dans le marché de l’emploi montréalais.

Il se peut bien sûr qu’un facteur important soit absent de nos modèles (voire plusieurs). On pense par exemple à la question des réseaux sociaux auxquels peut recourir l’individu à son arrivée au Québec. Cette explication pourrait s’appliquer aux Haïtiens de notre cohorte qui sont admis massivement dans la catégorie famille : les réseaux sont en place depuis quelques décennies et fonctionnent bien, du moins quant à l’insertion dans le marché du travail. L’immigration en provenance du Maghreb et du Moyen-Orient de même que celle d’Asie (hors Viêt Nam) est plus récente et les réseaux sont moins organisés. Cependant, peu de travaux ont documenté cette dimension de l’insertion économique à Montréal. À cela s’ajoute peut-être le fait qu’il y a eu une forte immigration, tant en nombres absolus que relatifs, en provenance de ces deux grandes régions, activant dans la population « native » des sentiments d’insécurité et de racisme. Plusieurs travaux aux États-Unis, au Canada et au Québec ont d’ailleurs conclu à l’existence d’une discrimination envers certains groupes, fondée en partie sur la difficulté d’exporter des acquis de capital humain venant de sociétés économiquement moins avancées [20] (Borjas, 1994; DeSilva, 1992; Richmond, 1992; Pendakur et Pendakur, 1998; Ledoyen, 1992; Renaud, Piché et Gingras, 1997).

Pour ce qui est des variables contrôles, on doit noter l’absence d’effet de facteurs tels que la durée de la scolarité et la connaissance des langues. Nécessité oblige, les nouveaux arrivants étant amenés à accepter n’importe quel emploi ou du moins à prendre des emplois en deçà de leurs qualifications, le fait de détenir des atouts influencerait peu le processus d’accès et de maintien dans le marché du travail. Cependant, certaines caractéristiques – comme le fait d’être jeune ou d’être un homme – accélèrent l’accès à l’emploi et en augmentent la durée. Pour ce qui est de l’âge, cela reflète sans doute une capacité plus grande d’adaptation. Quant aux femmes, nous sommes face à un processus particulier. En effet, il est généralement reconnu que les parcours féminins sont différents de ceux des hommes car ils sont fortement liés à leur trajectoire familiale et que les femmes font face à des mécanismes d’exclusion et de discrimination (Boyd, 1996). Enfin, l’accès à l’emploi est facilité et sa durée est plus longue si l’immigrant a une expérience de travail préalable à la migration. Cela est probablement dû au fait que, toutes choses égales par ailleurs, l’immigrant expérimenté dans un domaine et prêt à accepter une rémunération inférieure à celle de son capital humain trouvera plus facilement un emploi que celui qui a moins (ou pas) d’expérience.

Les analyses présentées ici indiquent clairement qu’il y a un accès à l’emploi et un maintien dans le marché du travail différentiels selon l’origine nationale. Jumelées à nos analyses antérieures (Renaud, Piché et Gingras, 1997; Piché, Renaud et Gingras, 1999), qui ont montré que l’origine nationale reste discriminante sur le marché du travail tant en ce qui concerne le revenu que le type d’emploi, elles suggèrent que l’insertion économique de certains groupes issus de l’immigration ne peut s’expliquer que par certaines formes de discrimination sur le marché du travail.