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    Immigration, faible revenu et inégalité des revenus au Canada : Quoi de neuf durant les années 2000?

    Immigration, faible revenu et inégalité des revenus au Canada : Quoi de neuf durant les années 2000?

    par Garnett Picot et Feng Hou
    Division de l’analyse sociale et de la modélisation Statistique Canada

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    Début du texte

    Résumé

    Le présent document décrit l’évolution des taux de faible et de revenu élevé, ainsi que de l’inégalité des revenus familiaux chez les immigrants et les Canadiens de naissance au cours de la période allant de 1995 à 2010. En outre, il estime dans quelle mesure la baisse des taux de faible revenu observée chez les immigrants était attribuable à l’évolution des caractéristiques compositionnelles de cette population au cours de la période de référence, ainsi que le rôle direct joué par l’immigration dans les tendances du faible revenu et de l’inégalité des revenus au Canada. Les résultats sont présentés au niveau national ainsi que régional. Quatre constatations importantes se dégagent. Premièrement, comparativement aux années 1980 et aux années 1990, le taux de faible revenu des immigrants a diminué au cours des années 2000. La baisse était particulièrement évidente dans les régions de l’Ouest, mais elle n’a pas été observée à Toronto. Toutefois, comme les taux de faible revenu ont également diminué chez les Canadiens de naissance au cours des années 2000, les taux de faible revenu des immigrants relativement aux Canadiens de naissance sont demeurés élevés dans la plupart des régions. Le Manitoba et la Saskatchewan faisaient exception à cet égard. Deuxièmement, les changements de caractéristiques des immigrants et les modifications apportées aux programmes de sélection étaient à l’origine d’environ le tiers de la diminution des taux de faible revenu chez les nouveaux immigrants. De nouveau, les résultats variaient selon la région. Troisièmement, tandis que la hausse des taux de faible revenu chez les immigrants rendait compte de presque toute la hausse du taux national de faible revenu au cours des années 1980 et des années 1990, les immigrants n’étaient à l’origine que d’une faible proportion de la baisse du taux national de faible revenu observée au cours des années 2000. Les immigrants n’étaient également à l’origine que d’une faible proportion de l’augmentation du taux de revenu élevé observée entre 1995 et 2010. Quatrièmement, depuis le milieu des années 1990, l’immigration n’a joué qu’un très petit rôle dans les tendances nationales de l’inégalité des revenus familiaux ainsi que des gains familiaux.

    Sommaire

    Au cours des années 1980 et des années 1990, l’immigration était associée à la hausse des taux de faible revenu et de l’inégalité des revenus familiaux au Canada. Durant les années 2000, le marché du travail et le processus de sélection des immigrants ont fait l’objet de changements importants. Le présent document traite de l’effet direct de l’immigration sur la variation du faible revenu et l’évolution de l’inégalité des revenus familiaux au cours de la période allant de 1995 à 2010. Le document décrit les tendances récentes des taux de faible revenu et d’inégalité des revenus chez les Canadiens de naissance ainsi que les immigrants. Au Canada, le taux de faible revenu a diminué au cours des années 2000. Cette baisse a-t-elle été dictée en partie par des variations des résultats économiques des immigrants? L’inégalité des revenus a augmenté considérablement à la fin des années 1990. L’immigration a-t-elle contribué à cette augmentation?

    La principale source de données sur laquelle s’appuie le présent document est la Banque de données administratives longitudinales (DAL) de Statistique Canada. La banque DAL consiste en un échantillon aléatoire de 20 % du Fichier sur la famille T1, qui est un fichier transversal annuel de toutes les personnes qui produisent une déclaration de revenus et des membres de leurs familles. Les immigrants entrés au Canada depuis 1980 peuvent être repérés dans ce fichier. En outre, des renseignements tirés des fiches d’établissement des immigrants, tels que le niveau de scolarité à l’entrée, l’âge à l’entrée, la profession envisagée, le sexe, la situation de famille, le fait de parler ou non l’anglais ou le français à l’entrée, et la catégorie d’immigrant sont inclus dans le fichier de la banque DAL pour les immigrants. Tous les immigrants qui ont produit une déclaration de revenus à un moment donné depuis leur établissement au Canada sont inclus dans l’échantillon étudié. Dans la présente étude, le statut de faible revenu est fondé sur une mesure du faible revenu fixe, définie comme la moyenne des moitiés du revenu familial ajusté par équivalence « membres adultes » médian en 1995, 2000, 2005 et 2010. Le revenu de chaque année est donné en dollars constants de 2010, c’est-à-dire qu’il est ajusté pour tenir compte de l’inflation au cours de la période allant de 1995 à 2010.

    Chez les immigrants, les taux de faible revenu ont diminué considérablement au cours des années 2000, mais les taux de faible revenu relatifs (par rapport aux Canadiens de naissance) ne se sont pas améliorés. Cette tendance générale présente trois exceptions régionales : les taux de faible revenu des immigrants n’ont pas baissé à Toronto de la même façon que dans les autres régions au cours des années 2000; les taux de faible revenu des Canadiens de naissance n’ont pas baissé à Toronto de la même façon que dans les autres régions au cours des années 2000; et la diminution la plus importante des taux chez les immigrants a eu lieu au Manitoba et en Saskatchewan, où les taux relatifs chez les nouveaux immigrants ont baissé pour s’établir à environ 1,2 fois ceux des Canadiens de naissance, c’est-à-dire des niveaux de taux relatifs qui n’avaient pas été observés depuis le début des années 1980.

    Au niveau national, les changements de caractéristiques des immigrants — notamment la hausse du niveau de scolarité et les changements de région d’origine — étaient à l’origine d’environ le tiers de la diminution du taux de faible revenu chez les nouveaux immigrants (établis au Canada depuis cinq ans ou moins) durant les années 2000. L’effet des changements de composition de la population d’immigrants variait selon la région. Les changements de caractéristiques des immigrants et les modifications apportées aux programmes d’entrée étaient à l’origine d’un cinquième à la moitié de la diminution des taux de faible revenu chez les nouveaux immigrants, selon la région.

    La baisse des taux de faible revenu des immigrants n’a joué qu’un petit rôle dans la diminution des taux de faible revenu observés pour l’ensemble de la population du Canada au cours des années 2000. Contrairement aux années 1990, durant lesquelles l’accroissement des proportions de la population immigrante et des taux de faible revenu attribuables aux immigrants était à l’origine de la majorité de l’augmentation des taux de faible revenu au Canada, la diminution des taux de faible revenu des années 2000 a été dictée principalement par la baisse des taux chez les Canadiens de naissance.

    Les taux de revenu élevé ont augmenté entre 1995 et 2010 chez les immigrants ainsi que chez les Canadiens de naissance, mais ils étaient plus élevés chez les seconds. L’immigration a peu contribué à la hausse du taux global de revenu élevé au Canada durant cette période.

    Aussi bien l’inégalité des revenus familiaux que l’inégalité des gains familiaux a augmenté au Canada de 1990 à 2010, mais la majorité de la hausse a eu lieu à la fin des années 1990. La conclusion de l’étude est que, pour le Canada dans son ensemble, l’immigration a peu contribué à l’augmentation de l’inégalité des revenus ou des gains observée à la fin des années 1990. L’inégalité des revenus et des gains familiaux s’est accentuée chez la population d’immigrants à la fin des années 1990, comme elle l’a fait chez les Canadiens de naissance, mais la population d’immigrants n’a pas contribué de façon disproportionnée à l’augmentation globale. Au cours des années 2000, l’inégalité des revenus a peu augmenté.

    1 Introduction

    Au cours des années 1980 et des années 1990, l’immigration a eu un effet négatif important sur les taux de faible revenu et sur l’inégalité des revenus familiaux au Canada. La hausse des niveaux d’immigration qui a eu lieu durant cette période s’est accompagnée de préoccupations concernant la détérioration des résultats économiques des immigrants. Alors que le taux de faible revenu a diminué chez les Canadiens de naissance au cours des années 1990, il a augmenté chez les immigrants. Par conséquent, la hausse du taux de faible revenu chez les immigrants était à l’origine de la quasi-totalité de la hausse du taux national de faible revenu durant cette période (Picot et Hou 2003). L’immigration a également eu une incidence sur l’inégalité des revenus familiaux. Une étude a montré que jusqu’à la moitié de la faible augmentation de l’inégalité observée au début des années 1990 était associée à la population d’immigrants (Moore et Pacey 2003). L’effet était plus prononcé dans les grandes villes où la population d’immigrants a augmenté le plus. Les documents publiés antérieurement traitaient de l’effet de l’immigration sur le faible revenu et sur l’inégalité des revenus de l’ensemble de la population canadienne (les immigrants et les Canadiens de naissance) découlant de l’accroissement des proportions d’immigrants dans la population et de la détérioration de leurs résultats économiques. Dans le présent document, cet effet est appelé effet direct de l’immigration sur le faible revenu et l’inégalité des revenus familiaux.

    Un autre ensemble de publications traitent de l’effet de l’immigration sur les salaires et la distribution des salaires des travailleurs nés au pays (ici, les Canadiens de naissance). Les proportions croissantes d’immigrants dans la population canadienne pourraient avoir une incidence sur les salaires des Canadiens de naissance. À son tour, cela pourrait influer sur les taux de faible revenu, car les gains représentent la composante la plus importante des revenus de la plupart des familles. Cela pourrait aussi influer sur l’inégalité des salaires chez les Canadiens de naissance. Dans le présent document, ce phénomène est appelé effet indirectde l’immigration sur le faible revenu et l’inégalité des revenus. Alors que dans d’autres pays, les travaux publiés à ce sujet sont assez abondants, le nombre actuel d’études canadiennes est faible. Les travaux effectués dans d’autres pays ont tendance à montrer que l’immigration n’a qu’un très petit effet, qu’il soit positif ou négatif, sur la rémunération des travailleurs natifs (Longhi, Nijkamp et Poot 2009; European Economic Association 2012; Card 2009).

    Dans ce contexte, il semble probable que l’effet indirectde l’immigration sur le faible revenu ou sur l’inégalité des revenus familiaux de la population native du Canada soit assez faible. Cependant, l’effet direct de l’accroissement de la proportion d’immigrants dans la population, conjugué aux résultats économiques relativement médiocres de nombreux nouveaux immigrants, peut influencer considérablement les niveaux de faible revenu et d’inégalité des revenus dans l’ensemble de la population canadienne. Aux États-Unis, Card (2009) a constaté que l’immigration avait peu d’effet sur l’inégalité des salaires des Américains de naissance (c’est-à-dire, l’effet indirect), tandis que l’effet direct sur l’inégalité était plus important, quoique non spectaculaire. Cet effet direct devrait être plus prononcé dans les villes et les régions où les immigrants représentent une proportion importante de la population.

    Dans le présent document, nous discutons brièvement de l’effet indirect de l’immigration et examinons en détail l’effet direct de l’immigration sur la variationdu taux de faible revenu et de l’inégalité des revenus familiaux au cours de la période allant de 1995 à 2010. Nous décrivons les tendances récentes des taux de faible revenu et de l’inégalité des revenus chez les Canadiens de naissance ainsi que chez les immigrants. Le taux de faible revenu des Canadiens a baissé au cours des années 2000 et nous examinons la question de savoir si ce recul a été dicté par des changements de résultats économiques des immigrants. L’accroissement de l’inégalité des revenus des Canadiens s’est concentré à la fin des années 1990, et nous examinons dans le présent document si l’immigration y a contribué. Les deux questions qui précèdent sont au cœur de la présente étude, et les résultats sont présentés aux niveaux national et provincial, ainsi que pour les grandes régions métropolitaines.

    La principale source de données utilisée est la Banque de données administratives longitudinales (DAL) de Statistique Canada. La banque DAL est un échantillon aléatoire de 20 % du Fichier sur la famille T1, qui est un fichier transversal annuel de toutes les personnes qui produisent une déclaration de revenus et des membres de leurs familles. Les données sur les personnes sélectionnées dans la banque DAL sont appariées d’année en année pour créer un profil longitudinal de chaque personne. Depuis le début des années 1990, environ 95 % des Canadiens en âge de travailler ont produit une déclaration de revenus. Les immigrants qui sont entrés au Canada depuis 1980 peuvent être repérés dans ce fichier. En outre, l’information fondée sur les fiches d’établissement des immigrants, comme le niveau de scolarité à l’entrée, l’âge à l’entrée, la profession envisagée, le sexe, la situation de famille, le fait que l’immigrant parle ou non le français ou l’anglais à l’entrée, et la catégorie d’immigrant sont inclus dans le fichier de la banque DAL pour les immigrants. Tous les immigrants qui ont produit une déclaration de revenus à un moment depuis qu’ils sont établis au Canada sont inclus dans l’échantillon.

    2 Immigration et taux de faible revenu au Canada

    2.1 Tendances du faible revenu au Canada

    Le présent document porte sur les tendances, et en particulier la variation, du taux de faible revenu entre 1995 et 2010. Les taux de faible revenu présentent une sensibilité cyclique, augmentant durant les périodes de récession et baissant durant les périodes d’expansion. Pour évaluer les tendances à long terme — en faisant abstraction de la variation cyclique — l’accent est mis sur les années 1981, 1989, 2000 et 2007. Le taux de faible revenu le plus fréquemment publié par Statistique CanadaNote 1 a baissé au cours des années 1980, pour passer de 11,6 % en 1981 à 10,2 % en 1989 (graphique 1). Au cours des années 1990, le taux de faible revenu a augmenté faiblement, atteignant 12,5 % en 2000. Une baisse importante a ensuite eu lieu durant les années 2000, le taux étant tombé à 9,1 % en 2007. Le taux de faible revenu a augmenté faiblement durant la récession de 2008-2009, puis a de nouveau diminué pour s’établir à 8,8 % en 2011. Il est concevable que des améliorations du taux de faible revenu chez les immigrants aient contribué à la baisse du taux de faible revenu au Canada au cours des années 2000.

    Figure 1

    Description de la graphique 1

    Les tendances des taux de faible revenu au Canada peuvent différer selon la source de données, la définition du revenu et le seuil de faible revenu utilisé. Les tendances basées sur les données de la Banque de données administratives longitudinales (DAL) sont semblables à celles susmentionnées, qui sont dégagées de données d’enquête, quoique les niveauxsoient assez différents pour plusieurs raisonsNote 2 (tableau 1). Selon les données administratives, le taux de faible revenu aurait diminué d’environ un tiers entre 1995 et 2010, tandis que selon les données d’enquête, la diminution aurait été de 39 %. Une part de cette baisse serait attribuable aux effets du cycle économique, notamment l’amélioration de la conjoncture économique qui a eu lieu de 1995 à 2000. Tant les données administratives que les données d’enquête montrent qu’environ le tiers de la diminution globale observée entre 1995 et 2010 s’est produit durant la période d’expansion de la fin des années 1990. Il s’agit vraisemblablement de la diminution normale des taux de faible revenu que l’on observe durant la dernière partie d’un cycle économique. Mais la baisse du taux de faible revenu constatée durant les années 2000 est probablement attribuable, du moins en partie, à d’autres facteurs, incluant éventuellement la baisse des taux de faible revenu chez les immigrants.

    2.2 Tendances des taux de faible revenu chez les immigrants

    En s’appuyant sur les données de recensement, les revenus avant impôt, et les seuils de faible revenu (SFR), Picot et Hou (2003) ont constaté que les taux de faible revenu absolus ainsi que relatifs (par rapport aux Canadiens de naissance) ont augmenté chez les immigrants au cours des années 1980 et des années 1990 (abstraction faite des fluctuations du cycle économique). Cette augmentation a été observée non seulement chez les nouveaux immigrants (établis au Canada depuis moins de cinq ans), mais aussi chez les groupes d’immigrants vivant au Canada depuis 6 à 10 ans et depuis 11 à 15 ans. En effet, les taux de faible revenu ont augmenté d’environ 50 % chez chacun de ces groupes. La hausse a été observée pour tous les niveaux de scolarité, tous les âges et tous les groupes linguistiques, mais était concentrée surtout chez les immigrants en provenance de l’Asie, de l’Afrique et de l’Europe du Sud et de l’Est. Les tendances observées chez les immigrants établis au Canada depuis plus de 15 ans sont très semblables à celles dégagées pour la population née au Canada. En termes relatifs, la hausse des taux de faible revenu a été de 1,4 à 2,5 fois plus importante chez les nouveaux immigrants que chez les Canadiens de naissance entre 1980 et 2000 (graphique 2).

    Figure 2

    Description de la graphique 2

    Depuis 1995, les taux de revenu ont été à la baisse chez les immigrants ainsi que dans l’ensemble de la population. Chez les nouveaux immigrants, les taux de faible revenu après impôt déterminés en se servant de la mesure de faible revenu (MFR) fixeNote 3 sont passés de 45,7 % à 31,9 % entre 1995 et 2010, soit un recul d’un tiers (tableau 2). Mais, comme il est mentionné plus haut, une diminution importante du taux de faible revenu chez l’ensemble de la population a eu lieu durant cette période. Le groupe de comparaisonNote 4 utilisé dans la présente étude, qui est constitué principalement des Canadiens de naissance, a aussi vu baisser son taux de faible revenu d’environ un tiers, pour passer de 18,6 % à 12,5 %. Donc, le ratio relatif de faible revenu chez les nouveaux immigrants a peu changé, demeurant environ 2,6 fois plus élevé que celui des Canadiens de naissance en 2010 (graphique 3). Le taux pour le groupe de comparaison (constitué en grande partie de Canadiens de naissance) sert de contrôle en vue de tenir compte des variations du cycle économique et des politiques susceptibles d’influer sur le taux de faible revenu de tous les groupes. Au cours de la période de référence de l’étude, un déplacement vers la droite important de la distribution des revenus a eu lieu chez tous les groupes, même si celui des nouveaux immigrants était plus susceptible que les autres de se situer au bas de la distribution des revenus en 2000 ainsi qu’en 2010 (graphiques A.1 et A.2, annexe A).

    Figure 3

    Description de la graphique 3

    Au cours de la période allant de 1995 à 2010, les taux absolus de faible revenu des immigrants établis au Canada depuis 6 à 10 ans et depuis 11 à 15 ans ont également diminué (de 23 % et 12 %, respectivement) (graphique 2), mais les ratios relatifs de faible revenu de ces groupes ont légèrement augmenté (graphique 3).

    Comme les parts de population ainsi que les résultats économiques des immigrants diffèrent d’une région à l’autre, les données sur la tendance du faible revenu sont fournies pour les régions du Canada, ainsi que pour les grandes villes au tableau A.1 en annexe. Dans la plupart des régions, les tendances des taux de faible revenu reflètent généralement celles observées au niveau national susmentionnées. Autrement dit, les taux absolus ont diminué quelque peu au cours des années 2000, mais les taux relatifs sont demeurés plus ou moins stables, particulièrement chez les nouveaux immigrants. Cependant, il existe quelques exceptions. À Toronto, les taux de faible revenu n’ont pas diminué considérablement chez les immigrants au cours des années 2000 et n’ont pas baissé chez les Canadiens de naissance (c.-à-d., le groupe de comparaison). Toronto est la seule région/ville qui n’a pas connu d’amélioration des taux de faible revenu chez les immigrants ou les Canadiens de naissance durant cette décennie.

    Les autres exceptions importantes étaient le Manitoba et la Saskatchewan. Au cours des années 2000, ces provinces ont connu une hausse importante du nombre d’immigrants admis dans le cadre du Programme des candidats des provinces. La proportion de nouveaux immigrants dans la population a doublé dans les deux provinces (tableau A.1), mais elle est demeurée bien inférieure à celle observée à Montréal, à Toronto et à Vancouver. Ces deux provinces ont également connu la diminution la plus rapide des taux de faible revenu chez les immigrants au cours des années 2000, et étaient les deux seules régions où les taux relatifs de faible revenu des immigrants (par rapport aux Canadiens de naissance) ont baissé de manière significative. Au Manitoba, le taux de faible revenu chez les nouveaux immigrants a diminué de 40 % au cours des années 2000 pour s’établir à 16,3 %, niveau bien inférieur aux taux observés dans la plupart des autres régions (tableau A.1). En Saskatchewan, le taux a baissé de 50 %. Dans les deux provinces, les ratios relatifs de faible revenu sont retombés à 1,2 environ, niveau qui n’avait pas été observé au Canada depuis le début des années 1980. En Alberta et en Colombie-Britannique, les taux de faible revenu des immigrants ont diminué considérablement durant les années 2000, mais en 2010, les taux relatifs demeuraient dans l’intervalle de 1,9 à 2,4, ce qui laissait entendre qu’aucune amélioration réelle n’avait eu lieu outre celle observée pour la population dans son ensemble, et ils étaient bien supérieurs aux niveaux relatifs observés durant les décennies antérieures.

    2.3 Les taux chez les nouveaux immigrants ont-ils diminué à cause des changements de programmes et des changements de caractéristiques des immigrants?

    Le système de sélection des immigrants a changé considérablement au cours des années 2000. La Loi sur l’immigration et la protection des réfugiés adoptée en 2002 a modifié le système de points utilisé pour sélectionner les travailleurs qualifiés fédéraux. Par conséquent, le niveau de scolarité des nouveaux immigrants a augmenté; leur répartition « prévue » selon la profession s’est déplacée des ingénieurs et des travailleurs spécialisés dans les technologies de l’information vers d’autres professions; leurs compétences linguistiques se sont améliorées; et la répartition des pays d’origine a évolué considérablement. Ces changements de composition de la population d’immigrants ont eu tendance à accroître les gains moyens des demandeurs principaux de la catégorie des travailleurs qualifiés fédéraux entrés dans le pays après 2004 (CIC 2010).

    L’autre changement compositionnel important a découlé de l’expansion du Programme des candidats des provinces (PCP), particulièrement au Manitoba et en Saskatchewan. Les employeurs jouent un rôle plus important dans la sélection aux termes de ce programme qu’à ceux du Programme des travailleurs qualifiés (fédéral) (PTQF); donc, un plus grand nombre d’immigrants sont entrés au Canada en ayant déjà un emploi. Le résultat a été qu’au cours des premières années après l’entrée au Canada, les immigrants aux termes du PCP avaient, en moyenne, des gains plus élevés que ceux entrant aux termes du PTQF. Cependant, les gains des travailleurs qualifiés fédéraux étaient supérieurs à ceux des travailleurs du PCP après environ cinq ans, probablement en raison de leur niveau de scolarité plus élevé (CIC 2011).

    Les statistiques sur les nouveaux immigrants reflètent les changements de composition susmentionnés. Entre 2000 et 2010, la proportion de nouveaux immigrants possédant un diplôme universitaire est passée de 31 % à 42 %, et chez ceux dont la langue maternelle n’était pas l’anglais, la proportion capable de parler l’anglais est passée de 48 % à 59 %Note 5. Au niveau national, la proportion entrant par la voie du PCP, laquelle était quasiment nulle en 2000, a atteint 7 % en 2010. C’est au Manitoba et en Saskatchewan que cet effet a été le plus prononcé, les proportions d’immigrants entrant aux termes du PCP étant passées de 4 % à 66 % et de 0 % à 49 %, respectivement.

    Les changements de composition de la population d’immigrants en ce qui concerne les caractéristiques de ces derniers et les programmes d’entrée pourraient avoir été partiellement à l’origine de la diminution des taux de faible revenu observée au cours des années 2000, particulièrement chez les nouveaux immigrants (établis au Canada depuis moins de cinq ans), le groupe sur lequel se concentre la présente section.

    L’adoption d’une approche de décomposition par la régressionNote 6 permet d’évaluer la mesure dans laquelle la diminution du taux de faible revenu était associée aux variations des caractéristiques des immigrants — notamment l’âge, le niveau de scolarité, le pays d’origine, la connaissance d’une langue officielle et la situation de famille — ou aux variations des proportions d’entre eux entrant dans le pays aux termes de divers programmesNote 7 — y compris le PCP, le PTQF, la catégorie du regroupement familial et les réfugiés. La décomposition est effectuée pour le Canada ainsi que ses régions et villes, pour deux périodes, à savoir 1995 à 2000 et 2000 à 2010. Le présent document porte sur la dernière périodeNote 8, mais donne brièvement les résultats pour 1995 à 2000.

    Durant la phase d’expansion économique qui s’est déroulée de 1995 à 2000, les taux de faible revenu chez les nouveaux immigrants au Canada ont diminué de 6,3 points de pourcentage. L’évolution de la composition de la population des nouveaux immigrants a été à l’origine de 1,9 point (ou environ 30 %) de la baisse. Les changements de composition en ce qui concerne le niveau de scolarité, l’âge et la situation de famille ont été les principaux facteurs sous-tendant cet effet de composition (tableau 2). Durant la période de 2000 à 2010 en particulier, de la baisse de 7,5 points de pourcentage du taux de faible revenu chez les nouveaux immigrants au Canada, le tiers (ou 2,5 points) était associé au changement de composition de la population de nouveaux immigrants (tableau 2). La hausse du niveau de scolarité et les changements de région d’origine étaient les principaux déterminants de l’effet de composition, qui ensemble étaient à l’origine de 1,7 des 2,5 points de pourcentage de la réduction du taux associée au changement de composition. Le changement de catégorie d’admission n’a pas eu un effet important, étant à l’origine d’environ 3 % seulement (0,2/7,5, tableau 2) et au plus de 13 %Note 9 de la diminution totale au niveau national.

    Les modifications apportées au processus de sélection des immigrants ont varié selon la province au cours des années 2000, du fait que les provinces ont joué un rôle stratégique plus dynamique que durant les périodes antérieures. Certaines d’entre elles ont adopté le PCP, tandis que d’autres ne l’ont pas fait. En outre, les lieux d’établissement des immigrants se sont quelque peu écartés de Toronto et de Vancouver au profit d’autres régions (Bonikowska, Hou et Picot 2014). Par conséquent, les changements de composition de la population d’immigrants et de catégorie d’immigrants variaient selon la région, de même que l’effet sur les taux de faible revenu. Les changements de composition étaient à l’origine du cinquième à la moitié de la diminution des taux de faible revenu dans les régions et les villes, et les facteurs particuliers à l’origine de ces effets de composition variaient selon le lieu.

    À cet égard, les trois grandes villes sont demeurées la destination de la plupart des nouveaux immigrants. À Toronto, les taux de faible revenu chez les nouveaux immigrants n’ont pas baissé au cours des années 2000. Cependant, Montréal a affiché une diminution importante, de 9,6 points de pourcentage, dont la moitié était associée à des changements de composition. Les facteurs ayant eu l’effet le plus important comprenaient la hausse du niveau de scolarité et les modifications apportées aux programmes d’admission (tableau 2), notamment une augmentation de la proportion d’immigrants admis aux termes du PTQF, laquelle est passée de 39 % à 57 %. De surcroît, Vancouver a connu une baisse importante, de 12,4 points de pourcentage, des taux de faible revenu des nouveaux immigrants, mais 10 % seulement de cette baisse (1,2 point) était associée à des changements de composition. À Vancouver, la proportion d’immigrants admis dans la catégorie des travailleurs qualifiés fédéraux a diminué, pour passer de la moitié au tiers, et les proportions de ceux admis dans la catégorie du regroupement familial et dans le PCP ont augmenté. Cette évolution des catégories d’admission a eu tendance à exercer une pression à la hausse sur les taux de faible revenu. Cependant, cet effet a été compensé par des changements de régions d’origine et par la hausse du niveau de scolarité qui ont exercé une pression à la baisse sur le taux (tableau 2). Globalement pour les trois plus grandes villes accueillant des immigrants, l’effet des changements de composition de la population d’immigrants sur les taux de faible revenu variait considérablement.

    Cette variabilité s’observait aussi entre les régions qui ont connu des flux plus importants d’immigrants au cours des années 2000. La Saskatchewan a affiché la baisse la plus importante des taux de faible revenu chez les nouveaux immigrants (16,5 points de pourcentage). Environ le tiers de cette baisse semble être associée à l’évolution de la composition de la population d’immigrants, sous-tendue principalement par des changements de régions d’origine. Les résultats pour le Manitoba ne sont pas clairs en raison de la « variation conjuguée » inhabituellement grande, si bien qu’il est impossible d’isoler les effets des changements de catégorie d’admission de ceux d’autres facteursNote 10. L’Alberta et la région de l’Atlantique ont également enregistré une baisse des taux de faible revenu chez les nouveaux immigrants. Les changements de composition étaient à l’origine de près de la moitié de la baisse dans la région de l’Atlantique, baisse qui a été dictée principalement par des changements de catégorie d’admission et de région d’origine, et environ le tiers en Alberta, sous-tendue principalement par des changements de catégorie d’admission et la hausse du niveau de scolarité.

    En résumé, les changements de composition — y compris les changements de catégorie d’admission et de caractéristiques — n’ont pas joué le rôle principal dans la diminution des taux de faible revenu chez les nouveaux immigrants au cours de la période de 2000 à 2010, mais ont joué un rôle important. Les facteurs particuliers sous-tendant l’effet de composition variaient selon la région.

    Cependant, la baisse des taux de faible revenu chez les immigrants peut avoir contribué à la baisse des taux chez les Canadiens durant les années 2000, tout comme ils avaient été à l’origine de la majorité de la hausse durant les années 1990.

    2.4 Contribution de l’immigration à la baisse des taux de faible revenu au Canada durant les années 2000

    L’effet direct de l’immigration sur le taux agrégé de faible revenu peut être sous-tendu par deux facteurs : une variation de la proportion d’immigrants dans la population et une variation de leur taux de faible revenu. Afin de déterminer la contribution d’un groupe à la variation du taux agrégé de faible revenu au Canada ou dans une région, nous utilisons la formule suivante :

    contributionen%=[ r i,y2 * S i,y2 r i,y1 * S i,y1 ]*100/[ R y2 R y1 ] MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaam 4yaiaad+gacaWGUbGaamiDaiaadkhacaWGPbGaamOyaiaadwhacaWG 0bGaamyAaiaad+gacaWGUbGaaGjcVlaayIW7caaMi8Uaamyzaiaad6 gacaaMi8UaaGjcVlaayIW7caGGLaGaeyypa0ZaamWaaeaacaWGYbWa aSbaaSqaaiaadMgacaGGSaGaaGjcVlaadMhacaaIYaaabeaakiaacQ cacaWGtbWaaSbaaSqaaiaadMgacaGGSaGaaGjcVlaadMhacaaIYaaa beaakiabgkHiTiaadkhadaWgaaWcbaGaamyAaiaacYcacaaMi8Uaam yEaiaaigdaaeqaaOGaaiOkaiaadofadaWgaaWcbaGaamyAaiaacYca caaMi8UaamyEaiaaigdaaeqaaaGccaGLBbGaayzxaaGaaGjcVlaacQ cacaaIXaGaaGimaiaaicdacaGGVaWaamWaaeaacaWGsbWaaSbaaSqa aiaadMhacaaIYaaabeaakiabgkHiTiaadkfadaWgaaWcbaGaamyEai aaigdaaeqaaaGccaGLBbGaayzxaaaaaa@7A3F@

    r i,y1 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaam OCamaaBaaaleaacaWGPbGaaiilaiaayIW7caWG5bGaaGymaaqabaaa aa@3E1D@  et r i,y2 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaam OCamaaBaaaleaacaWGPbGaaiilaiaayIW7caWG5bGaaGOmaaqabaaa aa@3E1E@  représentent les taux de faible revenu du groupe d’immigrants  i MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbi Gaa8xAaaaa@3906@  durant l’année 1 et l’année 2, S i,y1 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaam 4uamaaBaaaleaacaWGPbGaaiilaiaayIW7caWG5bGaaGymaaqabaaa aa@3DFE@  et S i,y2 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaam 4uamaaBaaaleaacaWGPbGaaiilaiaayIW7caWG5bGaaGOmaaqabaaa aa@3DFF@  représentent les parts de la population du groupe d’immigrant  i MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbi Gaa8xAaaaa@3906@  durant les années correspondantes, et R y1 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaam OuamaaBaaaleaacaWG5bGaaGymaaqabaaaaa@3ACE@  et R y2 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaam OuamaaBaaaleaacaWG5bGaaGOmaaqabaaaaa@3ACF@  représentent les taux de faible revenu pour l’ensemble de la population durant l’année 1 et l’année 2.

    La contribution de chaque groupe peut en outre être décomposée en trois composantes, à savoir 1) la variation des taux de faible revenu du groupe, S i,y1 *[ r i,y2 r i,y1 ]*100/ [ R y2 R y1 ] MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbi Gaa83uamaaBaaaleaacaWFPbGaa8hlaiaa=LhaieaacaGFXaaabeaa kiaa=PcadaWadaqaaiaa=jhadaWgaaWcbaGaa8xAaiaa=XcacaWF5b Gaa4Nmaiaa=bcaaeqaaOGaa83eGiaa=bcacaWFYbWaaSbaaSqaaiaa =LgacaWFSaGaa8xEaiaa+fdaaeqaaaGccaGLBbGaayzxaaGaa8Nkai aa+fdacaGFWaGaa4hmaiaa=9cacaWFGaWaamWaaeaacaWFsbWaaSba aSqaaiaa=LhacaGFYaaabeaakiaa=bcacaWFtaIaa8hiaiaa=jfada WgaaWcbaGaa8xEaiaa+fdaaeqaaaGccaGLBbGaayzxaaaaaa@5739@ ; 2) la variation de la part de la population du groupe, r i, y1 *[ S i,y2 S i, y1 ]*100/ [ R y2 R y1 ] MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbi Gaa8NCamaaBaaaleaacaWFPbGaa8hlaiaa=bcacaWF5bacbaGaa4xm aaqabaGccaWFQaWaamWaaeaacaWFtbWaaSbaaSqaaiaa=LgacaWFSa GaaGjcVlaa=LhacaGFYaGaa8hiaaqabaGccaWFtaIaaGPaVlaaykW7 caWFtbWaaSbaaSqaaiaa=LgacaWFSaGaa8hiaiaa=LhacaGFXaaabe aaaOGaay5waiaaw2faaiaa=PcacaGFXaGaa4hmaiaa+bdacaWFVaGa a8hiamaadmaabaGaa8NuamaaBaaaleaacaWF5bGaa4NmaaqabaGcca WFGaGaa83eGiaa=bcacaWFsbWaaSbaaSqaaiaa=LhacaGFXaaabeaa aOGaay5waiaaw2faaaaa@5C62@ ; et 3) la variation conjuguée des taux de faible revenu et de la part de population du groupe [ S i, y2 S i,y1 ]*[ r i, y2 r i, y1 ]*100/ [ R y2 R y1 ] MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaWaam WaaeaaieGacaWFtbWaaSbaaSqaaiaa=LgacaWFSaGaa8hiaiaa=Lha ieaacaGFYaGaa8hiaaqabaGccaWFtaIaaGPaVlaaykW7caWFtbWaaS baaSqaaiaa=LgacaWFSaGaa8xEaiaa+fdaaeqaaaGccaGLBbGaayzx aaGaa8NkamaadmaabaGaa8NCamaaBaaaleaacaWFPbGaa8hlaiaa=b cacaWF5bGaa4Nmaiaa=bcaaeqaaOGaa83eGiaa=bcacaWFYbWaaSba aSqaaiaa=LgacaWFSaGaa8hiaiaa=LhacaGFXaaabeaaaOGaay5wai aaw2faaiaa=PcacaGFXaGaa4hmaiaa+bdacaWFVaGaa8hiamaadmaa baGaa8NuamaaBaaaleaacaWF5bGaa4NmaaqabaGccaWFGaGaa83eGi aa=bcacaWFsbWaaSbaaSqaaiaa=LhacaGFXaaabeaaaOGaay5waiaa w2faaaaa@63C6@ .

    2.4.1 Effet des nouveaux immigrants sur les taux de faible revenu

    Les taux de faible revenu des nouveaux immigrants sont habituellement beaucoup plus élevés que ceux des Canadiens de naissance, si bien qu’une variation de la proportion de nouveaux immigrants dans la population peut modifier le taux global. Par conséquent, nous nous concentrerons ici sur les nouveaux immigrants.

    La proportion de nouveaux immigrants dans la population nationale a légèrement augmenté au cours des années 2000, passant de 2,9 % à 3,3 %. Cependant, la variabilité entre les régions et les villes était considérable, les proportions ayant diminué à Toronto et à Vancouver, mais augmenté au Manitoba, en Saskatchewan et en Alberta (tableau A.1).

    Au niveau national, les nouveaux immigrants ont très peu contribué à la baisse globale du taux de faible revenu observée entre 2000 et 2010, étant à l’origine de 2 % seulement de cette baisse (tableau A.2). En effet, c’est à Vancouver seulement que les nouveaux immigrants ont joué un rôle important dans le recul du faible revenu, leur présence étant à l’origine d’environ la moitié de la diminution de 3,5 points de pourcentage observée dans cette ville. Cet effet était attribuable à une baisse des taux de faible revenu chez les nouveaux immigrants ainsi qu’à une diminution de leur part de la population de la ville. Fait intéressant, des tendances compensatrices se sont dégagées au Manitoba. Même si les taux de faible revenu ont diminué considérablement chez les nouveaux immigrants dans cette province, exerçant ainsi une pression à la baisse sur le taux global, la part de la population provinciale revenant aux nouveaux immigrants a augmenté considérablement, exerçant une pression à la hausse sur le taux. Le résultat final est que l’immigration n’a fait augmenter le taux provincial de faible revenu que de 0,2 point de pourcentage environ.

    Néanmoins, si l’on examine les niveaux national, régional ou provincial et municipal, les nouveaux immigrants n’ont joué qu’un très petit rôle dans la diminution des taux de faible revenu observée au cours des années 2000. La même conclusion tient si l’on va plus loin que les nouveaux immigrants et que l’on considère l’effet des immigrants établis depuis 1 à 15 ans au Canada. En utilisant cette classification plus générale, l’immigration était à l’origine de 7 % seulement de la diminution du taux national de faible revenu au cours des années 2000, et de quasiment aucune diminution entre 1995 et 2000. De même, l’immigration a eu peu d’effet direct sur les taux de faible revenu dans la plupart des régions. De nouveau, toutefois, la principale exception était Vancouver, où les trois quarts de la diminution du taux de faible revenu au cours des années 2000 étaient associés à la fois à la baisse des taux de faible revenu chez les immigrants et à la diminution de leur part de la population. Montréal a été le témoin d’une tendance similaire, mais nettement moins spectaculaire, l’immigration était à l’origine d’environ 15 % de la diminution de 2,9 points de pourcentage du taux de faible revenu dans cette ville.

    3 Immigration et taux de revenu élevé au Canada

    L’examen de l’inégalité des revenus, l’objectif ultime de la présente étude, requiert une analyse des variations tout au long de la distribution des revenus, plutôt que simplement au bas de cette distribution. Ces dernières années, la concentration accrue des revenus à l’extrémité supérieure de la distribution a suscité de nombreux débats. La présente section porte sur le haut de l’échelle de distribution des revenus. Elle reflète l’analyse du faible revenu présentée à la section précédente. Le seuil de revenu élevé utilisé ici est égal à deux fois le revenu ajusté par équivalence « membres adultes » médian. La médiane est la moyenne observée sur les années 1995, 2000, 2005 et 2010. Le seuil de revenu élevé est maintenu fixe au cours du temps, de sorte qu’un seuil de revenu élevé (non relatif) fixe est utilisé dans l’analyse.

    La proportion de la population canadienne ayant un « revenu familial élevé»Note 11 a augmenté rapidement entre 1995 et 2010, passant de 6,7 % à 16,1 % (tableau 3). Cette augmentation a été observée chez les immigrants également. Parallèlement à la diminution de la part du « faible revenu » mentionné à la section précédente, une proportion croissante d’immigrants s’est retrouvée dans la catégorie des revenus élevés. Cette constatation suggère un déplacement de la distribution des revenus vers la droite chez tous les groupes, tant les immigrants que les Canadiens de naissance. Les graphiques A.1 et A.2 (annexe A) montrent ce déplacement entre 2000 et 2010. Ces graphiques montrent aussi la proportion plus élevée d’immigrants que de Canadiens de naissance dans la catégorie des « faibles revenus » et la proportion plus faible ayant un revenu élevé, particulièrement chez les nouveaux immigrants.

    Fait non surprenant, bien qu’il soit à la hausse, le taux de revenu élevé est nettement plus faible chez les immigrants que chez les Canadiens de naissance. En 2010, 4,6 % de « nouveaux » immigrants sont passés dans la catégorie des revenus élevés, comparativement à 9,6 % d’immigrants établis au Canada depuis 11 à 15 ans, et 17 % de Canadiens de naissanceNote 12.

    Tout comme nous avons examiné à la section précédente si l’immigration avait contribué à la baisse du taux de faible revenu à l’échelon du Canada durant les années 2000, à la présente section, nous examinons si l’immigration a contribué à la hausse du taux de revenu élevé observée entre 1995 et 2010. Les immigrants pourraient avoir une influence sur ce taux parce que leur part de la population a diminué ou parce que leur taux de revenu élevé a augmenté plus rapidement que celui des Canadiens de naissance. Le tableau 3 donne à penser que ni l’un ni l’autre de ces événements n’a eu lieu. La même méthode qu’à la section précédente traitant du faible revenu est utilisée pour déterminer la contribution de l’immigration à la hausse du taux de revenu élevé. Comme à la section précédente, la contribution de l’immigration à la croissance du taux a été faible. De 1 % à 2 % seulement de la hausse du taux de revenu élevé peut être attribuée à des changements au sein de la population d’immigrants.

    Cette tendance du taux de « revenu élevé » au Canada, tel qu’elle est mesurée ici, était très similaire chez les populations d’immigrants et de Canadiens de naissance entre 1995 et 2010, quoiqu’un plus grand nombre de Canadiens de naissance se trouvaient dans cette catégorie.

    4 Immigration et inégalité des revenus familiaux

    4.1 Tendances récentes de l’inégalité des revenus familiaux au Canada

    Afin d’évaluer l’effet de l’immigration sur l’inégalité des revenus, nous commençons par examiner les tendances de l’inégalité des revenus au Canada. Un certain nombre de documents récents ont traité la question de l’inégalité des revenus familiaux au Canada. Fortin et coll. (2012) et Frenette, Green et Milligan (2007) se sont intéressés à l’inégalité globale, tandis que Veall (2012) s’est concentré sur les variations à l’extrémité supérieure de la distribution des revenus. Ces documents présentent les tendances de l’inégalité des revenus et discutent des explications possibles et des implications en matière de politiques.

    Fondée sur les données d’enquête publiées par Statistique Canada, l’inégalité des revenus familiaux mesurée par le coefficient de Gini a diminué légèrement durant les années 1980, a augmenté considérablement durant les années 1990 — principalement durant la deuxième moitié de la décennie — et a peu varié au cours des années 2000 (graphique 4)Note 13. Frenette, Green et Milligan (2007) soulignent le rôle joué par les régimes d’impôt et de transferts dans la prévention de la hausse de l’inégalité des revenus durant les années 1980 face à l’augmentation de l’inégalité des revenus du marché du travail. Néanmoins, les régimes d’impôt et de transferts n’ont pas pu répéter cet exploit durant les années 1990, et l’inégalité des revenus familiaux a augmenté sous la pression de l’inégalité croissante des revenus du marché du travail. Néanmoins, l’effet de réduction de l’inégalité des régimes d’impôt et de transferts a été plus prononcé en 2000 que durant les années 1980.

    Moore et Pacey (2003) examinent l’effet direct de l’immigration sur l’inégalité des revenus familiaux. D’après leurs résultats, il est estimé qu’environ la moitié de la faible augmentation de l’inégalité au cours de la période allant de 1980 à 1995 était associée à l’immigration. La majorité de cet effet a été observée de 1990 à 1995.

    La présente analyse, qui porte sur des données fiscales, est axée sur la période s’étendant de 1995 à 2010. Le revenu familial après impôt ajusté par équivalence « membres adultes »Note 14 est utilisé pour évaluer l’inégalité des revenus. Le revenu familial est ajusté par équivalence « membres adultes » pour tenir compte des différences de taille de la famille entre les groupes. L’individu est l’unité d’analyse, puisque le revenu ajusté par équivalence « membres adultes » est réellement une mesure des ressources économiques dont dispose chaque individu dans la famille (une mesure par personne). Cette mesure du revenu familial est attribuée à chaque membre de la famille. Pour calculer l’inégalité des revenus, le revenu ajusté par équivalence « membres adultes » est plafonné à 1 million de dollarsNote 15.

    Figure 4

    Description de la graphique 4

    Les données fiscales sont-elles représentatives des tendances globales? Comme dans le cas du faible revenu, les différentes sources de données donnent différents niveaux d’inégalité, mais les tendances sont assez semblables. Les niveaux d’inégalité ont tendance à être plus élevés si l’on se sert de données de recensement et de données fiscales que si l’on utilise des données d’enquêteNote 16, principalement parce que les enquêtes ont tendance à manquer certains cas de faible revenu et de revenu élevé qui sont signalés dans les données fiscales ainsi que les données de recensement (Frenette, Green et Picot 2004; Frenette, Green et Milligan 2007). De ce fait, les niveaux d’inégalité sont plus faibles si l’on se sert des données d’enquête.

    Cependant, les tendances observées dans la présente étude pour la période de 1995 à 2010 sont fort semblables à celles dégagées des données fiscales et des données d’enquête (tableau 4). D’après les données d’enquête sur le revenu après impôt, la majorité de l’augmentation observée au cours des trois décennies a eu lieu entre 1995 et 2000. De l’augmentation de 0,031 point du Gini observée dans les données d’enquête entre 1980 et 2010, 0,024 point, soit environ les trois quarts de l’augmentation, a eu lieu entre 1995 et 2000. Les données fiscales montrent une augmentation similaire de 0,025 point durant cette période, tandis que les données de recensement sur le revenu après impôt estiméNote 17 présentent une très faible augmentation. Habituellement, l’inégalité des revenus augmente durant les périodes de récession, comme cela a été le cas au début des années 1980 et des années 1990, et, par conséquent, on pourrait s’attendre à ce qu’elle diminue durant les périodes d’expansion économique, mais cela ne s’est pas produit durant l’expansion économique des années 1990, et l’accroissement le plus important de l’inégalité des revenus au cours des trois dernières décennies a eu lieu durant cette période. Entre 2000 et 2010, les données d’enquête ne révèlent aucune augmentation du Gini, et les données fiscales n’affichent qu’une faible augmentation (0,004 point). Des données comparables provenant du recensement ne sont pas disponibles pour cette période. Dans l’ensemble, les tendances au cours des années 2000 observées dans les données fiscales (utilisées ici) et les données d’enquête sont très similaires.

    4.2 Inégalité dans la population d’immigrants

    Deux constatations fondamentales concernant l’inégalité des revenus chez les immigrants sont pertinentes pour la présente analyse. Premièrement, les niveaux d’inégalité ont tendance à être légèrement plus élevés chez la population d’immigrants que chez les Canadiens de naissanceNote 18. Par exemple, en 2010, le Gini était de 0,362 chez le groupe de comparaison (formé principalement de Canadiens de naissance) et était compris entre 0,384 et 0,387 chez les immigrants établis au Canada depuis 1 à 15 ans (tableau A.4 en annexe). Cela signifie que tout accroissement de la proportion d’immigrants dans la population exercera une pression à la hausse sur l’inégalité globale des revenus familiaux. Deuxièmement, l’inégalité des revenus a augmenté chez les immigrants au cours de la période de 1995 à 2000, tout comme chez les Canadiens de naissance. Similairement à la tendance observée pour les Canadiens de naissance, cet accroissement a eu lieu surtout de 1995 à 2000 (tableau A.4). Cela donne à penser que, quelles qu’elles soient, les pressions qui accroissent l’inégalité chez les Canadiens de naissance pourraient aussi s’exercer dans la population d’immigrants.

    4.3 Évaluation de la contribution des immigrants à l’évolution de l’inégalité agrégée des revenus familiaux

    Tout groupe peut avoir un effet direct sur l’accroissement de l’inégalité agrégée pour trois raisons : 1) le niveau d’inégalité des revenus au sein du groupe peut augmenter, 2) le niveau d’inégalité des revenus entre les groupes peut augmenterNote 19, ou 3) la part du groupe dans la population peut augmenter et contribuera à l’accroissement de l’inégalité si le niveau d’inégalité des revenus du groupe en question est supérieur à la moyenne, ce qui est souvent le cas chez les nouveaux immigrants. Dans l’analyse, la population totale est divisée en quatre groupes : 1) les Canadiens de naissance ainsi que les immigrants de longue dateNote 20, 2) les immigrants établis au Canada depuis 5 ans et moins (nouveaux immigrants), 3) les immigrants établis au Canada depuis 6 à 10 ans, et 4) les immigrants établis au Canada depuis 11 à 15 ans.

    Les indices d’inégalité des revenus choisis sont décomposés pour répondre à deux questions. En premier lieu, dans quelle mesure chaque groupe a-t-il contribué à l’accroissement de l’inégalité des revenus familiaux au cours de la période de référence? En deuxième lieu, dans quelle mesure cette contribution était-elle due à a) l’accroissement de l’inégalité des revenus au sein du groupe; b) l’augmentation de la part du groupe dans la population totale; et c) l’accroissement de l’inégalité des revenus entre les groupes (c.-à-d. l’augmentation de la différence de revenu familial moyen entre les groupes)?

    Le coefficient de Gini est certes l’indice de l’inégalité des revenus le plus fréquemment utilisé, mais il en existe de nombreux autres. Trois indices décomposables de l’inégalité sont utilisés dans la présente analyse : le carré du coefficient de variation ( C V 2 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiFu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaqefe KCPfgBaGqbaiaa=neacaWFwbWaaWbaaSqabeaacaWFYaaaaaaa@3C89@ ), l’indice de Theil, et l’écart logarithmique moyen (Allison 1978; Jenkins 1999). Nous utilisons plus d’un indice parce que certains sont susceptibles de fluctuer à l’extrémité supérieure de la distribution des revenus, tandis que d’autres sont davantage influencés par les variations à l’extrémité inférieure de la distribution. Donc, des mesures sont prises en vue de s’assurer que les résultats soient robustes tout au long de la distribution des revenus. Le C V 2 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiFu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaqefe KCPfgBaGqbaiaa=neacaWFwbWaaWbaaSqabeaacaWFYaaaaaaa@3C89@  est plus influencé que les autres indices par les fluctuations des revenus à l’extrémité supérieure de la distribution, où la plupart des variations ont eu lieu au cours des deux dernières décennies. L’écart logarithmique moyen et l’indice de Theil sont tous deux sensibles aux variations à l’extrémité inférieure de la distribution des revenus, mais l’écart logarithmique moyen l’est plus que l’indice de Theil (Allison 1978; Jenkins 1999).

    La variation de l’inégalité des revenus est décomposée telle qu’elle est mesurée par le C V 2 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiFu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaqefe KCPfgBaGqbaiaa=neacaWFwbWaaWbaaSqabeaacaWFYaaaaaaa@3C89@ , l’indice de Theil et l’écart logarithmique moyen au cours des périodes allant de 1995 à 2000 et de 2000 à 2010. L’accent est mis sur la période de 1995 à 2000, puisque l’inégalité des revenus a augmenté davantage durant cette période. Une description algébrique de cette méthode de décomposition est présentée à l’annexe B.

    Les résultats de l’analyse fondée sur ces trois indices décomposables sont simples, et les trois indices fournissent des réponses similaires (tableaux A.5, A.6 et A.7). De 1995 à 2000, période durant laquelle a eu lieu la majorité de l’accroissement de l’inégalité des revenus au Canada, une très faible proportion de l’accroissement était associée aux groupes d’immigrants. Presque tout l’accroissement était attribuable à l’augmentation de l’inégalité au sein du groupe de comparaison (composé principalement de Canadiens de naissance).

    Par exemple, l’inégalité mesurée par l’indice de Theil est passée de 0,214 à 0,256 pour l’ensemble de la population entre 1995 et 2000, et est demeurée plus ou moins constante à ce niveau jusqu’à 2010 (tableau A.4). Donc, la variationde 0,042 point de la valeur de l’indice est décomposée. Tandis que la proportion d’immigrants (établis depuis moins de 15 ans) est passée de 7,2 % à 8,2 %, la différence d’inégalité des revenus entre les immigrants et les Canadiens de naissance n’était pas suffisante pour se traduire par une contribution importante. L’augmentation de la proportion d’immigrants était à l’origine de seulement 0,001 point de l’accroissement de 0,042 point de l’indice. L’accroissement de l’inégalité des revenus au sein des groupes d’immigrants était à l’origine de 0,002 point de l’accroissement total, tandis que la variation de l’inégalité des revenus entre les groupes ne contribuait presque pas à l’accroissement de l’inégalité (tableau A.6). Dans l’ensemble, les groupes d’immigrants représentaient une part d’environ 0,002 de l’accroissement de 0,042 point, soit environ 5 %. Ce chiffre correspond à peu près à celui auquel on peut s’attendre puisque ces groupes d’immigrants représentaient environ 7 % de la population. Ils n’ont pas contribué de façon disproportionnée à l’accroissement de l’inégalité.

    Si l’on réalise la même analyse en utilisant comme indice le C V 2 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiFu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaqefe KCPfgBaGqbaiaa=neacaWFwbWaaWbaaSqabeaacaWFYaaaaaaa@3C89@ , les groupes d’immigrants étaient à l’origine d’environ 4 % de l’accroissement de l’inégalité des revenus (tableau A.5). La contribution des immigrants à la variation de l’écart logarithmique moyen était plus importante que leur contribution aux variations des deux autres indices, soit environ 26 % (tableau A.7). Cela tient vraisemblablement au fait que l’écart logarithmique moyen est plus sensible aux variations à l’extrémité inférieure de la distribution des revenus où les immigrants sont plus susceptibles d’être concentrés.

    En utilisant les trois indices, la grande majorité — entre 88 % et 97 % — de l’accroissement de l’inégalité des revenus observée de 1995 à 2000 était associée à l’augmentation de l’inégalité au sein du groupe de comparaison, qui englobe les Canadiens de naissance et les immigrants de longue date. Ce résultat n’est pas surprenant non plus, puisqu’ils représentaient la majorité de la population.

    Mais ce résultat pourrait ne pas être vérifié dans toutes les régions. Dans les villes où ils représentent une proportion importante de la population, les immigrants étaient-ils à l’origine d’une proportion anormalement grande de l’accroissement de l’inégalité des revenus constatée à la fin des années 1990?

    L’indice de Theil a été utilisé pour examiner les différences régionales. À Toronto, l’accroissement de l’inégalité entre 1995 et 2000 a été un peu plus important que pour le Canada dans son ensemble, la hausse étant de 0,072 point, ou environ 28 %, comparativement à 20 % pour le Canada. Cette augmentation n’était presque pas associée à la population d’immigrants. Une proportion de 97 % de la hausse était liée à l’accroissement de l’inégalité au sein de la population de Canadiens de naissance (tableau A.6). Des constatations similaires sont faites pour Vancouver, où aucune part de l’accroissement de 0,055 point de l’inégalité des revenus (ou 22 %) n’était attribuable aux groupes d’immigrants. Les résultats sont semblables pour Montréal, qui a connu un beaucoup plus faible accroissement de l’inégalité des revenus, soit seulement 0,020 point (ou 9 %).

    5 Immigration et inégalité des gains familiaux

    Les régimes d’impôt et de transferts réduisent tous deux l’inégalité des revenus à tout point donné dans le temps, et sont susceptibles d’influencer les tendances de l’inégalité au cours du temps. Cela a été observé durant les années 1980, par exemple, quand l’inégalité des gains s’accentuait, mais qu’après la redistribution d’une part des revenus par la voie des régimes d’impôt et de transferts, l’inégalité des revenus après impôt et après transferts variait peu. Il se pourrait que les tendances de l’inégalité fondée sur les gains — avant impôt et transferts — au Canada aient été influencées par l’immigration, même si un tel effet n’est pas observé lorsque le revenu est mesuré après impôt et transferts, comme à la section précédente. Afin de déterminer si cela est le cas, nous avons répété certaines analyses des sections précédentes en utilisant les gains familiaux, plutôt que les revenus familiaux après impôt et transferts.

    Comme dans le cas de l’inégalité des revenus familiaux, d’après le coefficient de Gini, l’inégalité des gains familiaux s’est accrue entre 1995 et 2010, et la majeure partie de l’augmentation a eu lieu à la fin des années 1990, bien qu’il y ait eu un léger accroissement au début des années 2000. La valeur du coefficient de Gini des gains familiaux des Canadiens ayant des gains familiaux positifs est passée de 0,420 en 1995 à 0,439 en 2000, puis à 0,447 en 2005. Les trois autres indices (écart logarithmique moyen, Theil et C V 2 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiFu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaqefe KCPfgBaGqbaiaa=neacaWFwbWaaWbaaSqabeaacaWFYaaaaaaa@3C89@ ) brossent un tableau semblable; la majorité de l’augmentation s’est produite à la fin des années 1990, et un certain accroissement a eu lieu au début des années 2000.

    L’inégalité des gains familiaux a également augmenté chez la population d’immigrants établis au Canada depuis moins de 15 ans, mais l’accroissement a été réparti plus uniformément entre la fin des années 1990 et le début des années 2000. Peu d’accroissement a été observé à la fin des années 2000.

    L’immigration a-t-elle contribué à l’accroissement de l’inégalité des gains familiaux au Canada? La réponse est essentiellement négative. L’analyse est axée sur l’indice de Theil qui est celui utilisé le plus souvent à la section précédente. L’indice de Theil est passé de 0,324 en 1995 à 0,371 en 2000, soit une hausse de 0,047 point. De cette hausse, seulement 0,002 point (ou environ 4 %) est attribué à des changements au sein de la population d’immigrants. Ces changements pourraient inclure un accroissement de l’inégalité des revenus entre les groupes, un accroissement de l’inégalité des revenus au sein des groupes ou une variation de la proportion d’immigrants dans la population. Aucun des changements n’a eu lieu dans une mesure suffisante pour avoir une incidence significative sur l’inégalité des gains familiaux au Canada. De même, au cours de la période de 2000 à 2010, durant laquelle la hausse de 0,007 de l’indice de Theil a été beaucoup plus faible, l’immigration n’était à l’origine d’aucune part de cet accroissement très faible.

    6 Effet indirect de l’immigration sur l’inégalité des salaires

    Comme il est mentionné dans l’introduction, les proportions croissantes d’immigrants au sein de la population peuvent influer sur les salaires des Canadiens de naissance. Cet effet peut varier le long de la distribution des salaires, donc avoir une incidence sur l’inégalité des salaires. Les travaux publiés dans d’autres pays laissent entendre que l’effet de l’immigration sur les salaires peut être positif ou négatif, mais qu’en général, il est très faible (Kerr et Kerr 2011; Longi, Nijkamp et Poot 2006, 2009; Okkerse 2008; European Economic Association 2012). Cependant, cet effet peut varier d’un pays à l’autre selon le type d’immigrants s’installant dans le pays, notamment leurs compétences professionnelles et leur niveau de scolarité, et la structure industrielle du pays.

    Au Canada, les articles traitant du sujet sont peu nombreux. Aydemir et Borjas (2007) constatent que l’immigration a un effet négatif sur les salaires des Canadiens de naissance. Globalement, une augmentation de 10 % de l’offre de main-d’œuvre induite par l’immigration, ce qui représente une très forte augmentation de l’offre, entraîne une réduction de l’ordre de 3 % à 4 % des salaires des Canadiens de naissance. L’immigration accroît l’offre de main-d’œuvre d’environ 0,7 % à 0,8 % par année au Canada, ce qui, selon cette étude, pourrait réduire les salaires des Canadiens de naissance d’environ 0,3 %. L’effet salarial négatif est plus prononcé chez les personnes ayant un niveau de scolarité plus élevé puisque l’augmentation de l’offre de main-d’œuvre induite par l’immigration est concentrée dans cette catégorie de niveau de scolarité. Donc, Aydemir et Borjas concluent qu’en ayant un effet négatif plus prononcé sur les salaires des Canadiens dont le niveau de scolarité est élevé que sur celui des Canadiens moins instruits (groupe où l’effet de l’immigration pourrait faire augmenter les salaires), l’immigration a tendance à réduire l’inégalité des salairesNote 21.

    Mais de combien? Entre 1980 et 2000, les salaires des titulaires d’un diplôme universitaire ont baissé de 2,2 % et ceux des titulaires d’un diplôme d’études secondaires, de 16,2 % (tableau 4 dans Aydemir et Borjas 2007). Ainsi, l’inégalité des salaires s’est accrue entre les catégories de niveau de scolarité et l’inégalité entre les groupes s’est accentuée. En utilisant les résultats d’une série de simulations exécutés par Aydemir et Borjas, on peut estimer approximativement la variation salariale qui pourrait avoir eu lieu au cours de la période de 20 ans en l’absence d’immigration. Chez les personnes ayant un niveau de scolarité élevé, les salaires auraient affiché une augmentation de l’ordre de 4 % à 8 % (au lieu d’une baisse de 2 %), et chez les diplômés du secondaire, ils auraient enregistré une baisse de l’ordre de 17 % à 20 % (au lieu de 16 %). Par conséquent, en l’absence d’immigration, l’écart entre les revenus des personnes très instruites et moins instruites se serait accentué davantage qu’il ne l’a fait, et l’accroissement de l’inégalité entre les catégories de niveau de scolarité aurait été plus important que celui effectivement observé. Brièvement, l’immigration pourrait avoir réduit dans une certaine mesure l’inégalité entre les groupes. Toutefois, il est important de se rappeler que les variations de l’inégalité globale sont également déterminées par l’inégalité au sein des groupes. L’inégalité au sein des groupes chez les Canadiens de naissance ayant un niveau de scolarité élevé pourrait augmenter si les effets de l’immigration étaient concentrés chez ceux se trouvant près de l’extrémité inférieure de la distribution des revenus dans le groupe. Cette situation semble possible, puisque, en moyenne, les immigrants ayant un niveau de scolarité élevé gagnent moins que leurs homologues non immigrants, et pourraient donc être davantage en concurrence avec les non immigrants se trouvant à l’extrémité inférieure de la distribution des salaires dans le groupe. Cet accroissement possible de l’inégalité au sein du groupe pourrait compenser dans une mesure inconnue l’effet de l’immigration, qui donne lieu à une diminution de l’inégalité entre les groupes, et pourrait entraîner un petit effet indirect total de l’immigration sur l’inégalité des revenus chez les Canadiens de naissance. Par conséquent, il semble probable que les types d’effets constatés par Aydemir et Borjas ont peut-être une certaine incidence, mais n’ont pas un effet indirect important sur l’inégalité totale des salaires.

    Tu (2010) a fait appel à une méthodologie similaire à celle de Aydemir et Borjas, mais l’a appliquée au niveau national ainsi qu’infranational, et sur une période différente (les années 1990). Il ne dégage aucune preuve d’un effet négatif de l’immigration sur les salaires des Canadiens de naissance, et sous certaines spécifications, il constate un petit effet positif. Les effets nuls ou faibles observés par Tu auraient une faible incidence sur l’inégalité des salaires.

    Card (2009) procède à un examen approfondi de l’effet de l’immigration sur la distribution des salaires des natifs des États-Unis (appelé ici effet indirect de l’immigration). Il note que la réponse dépend d’un certain nombre de facteurs, y compris la mesure dans laquelle les immigrants et les natifs ayant un niveau de scolarité comparable sont des substituts parfaits et sont donc en compétition directe les uns avec les autres. Card (2009) ainsi que les auteurs d’un certain nombre d’autres documents (Ottaviano et Peri 2012; Manacorda, Manning et Wadsworth 2012) déterminent que les immigrants et les natifs sont des substituts imparfaits et que les nouveaux immigrants, en particulier, sont vraisemblablement davantage en compétition avec d’autres immigrants, surtout ceux arrivés récemment, qu’avec les natifs. Par conséquent, les effets salariaux induits par l’immigration pourraient être plus évidents chez les autres immigrants que chez les travailleurs nés dans le pays.

    Dans l’ensemble, Card conclut qu’aux États-Unis l’effet de l’immigration sur l’inégalité des salaires des natifs est très faible. Il soutient que, si les distributions des niveaux de scolarité des immigrants et des natifs sont similaires, l’effet sera faible. Par conséquent, l’effet de l’immigration pourrait être plus important au Canada, parce que les distributions des niveaux de scolarité des immigrants et des natifs diffèrent davantage au Canada qu’aux États-Unis — les immigrants ont un niveau de scolarité plus élevé au Canada qu’aux États-Unis, et ils sont moins instruits que les natifs aux États-UnisNote 22. Une pression à la baisse est donc plus susceptible de s’exercer sur les salaires des Canadiens ayant un niveau de scolarité élevé, puisque les immigrants sont surreprésentés dans ce groupe. Toutefois, dans l’ensemble, étant donné les données internationales et canadiennes, la conclusion générale de Card s’applique vraisemblablement aussi au Canada, quoique des études doivent se poursuivre afin d’arriver à une conclusion plus catégorique.

    7 Conclusion

    Le présent document examine la question de savoir si l’immigration a contribué à la baisse des taux de faible revenu au Canada au cours de la période de 2000 à 2010. Les taux de faible revenu chez les immigrants ont diminué durant les années 2000, mais les taux relatifs de faible revenu des immigrants (par rapport aux Canadiens de naissance) ne se sont pas améliorés. Le renversement de l’importante tendance à la hausse des ratios relatifs de faible revenu observée durant les années 1980 et les années 1990 a peu progressé. Trois régions faisaient exception à cette tendance générale : les taux de faible revenu des immigrants n’ont pas diminué à Toronto comme dans les autres régions au cours des années 2000 (ni ceux des Canadiens de naissance non plus) et la diminution la plus rapide des taux chez les immigrants a eu lieu au Manitoba et en Saskatchewan, où les taux relatifs chez les nouveaux immigrants sont retombés à environ 1,2 fois le taux observé chez les Canadiens de naissance, soit des niveaux de taux relatifs qui n’avaient pas été observés depuis le début des années 1980.

    Les politiques et les pratiques concernant la sélection des immigrants ont changé considérablement au cours des années 2000, à la suite de l’adoption de la Loi sur l’immigration et la protection des réfugiés en 2002, et l’expansion du Programme des candidats des provinces (PCP) au Manitoba et en Saskatchewan. Ces facteurs et d’autres changements ont modifié les caractéristiques des immigrants entrants ainsi que des programmes d’entrée (c.-à-d., la catégorie d’immigrant). Ces changements ont eu tendance à faire augmenter les gains à l’entrée et pourraient avoir contribué à la baisse des taux de faible revenu observée chez les nouveaux immigrants (établis au Canada depuis moins de cinq ans). Le présent document conclut qu’au niveau national, l’évolution des caractéristiques des immigrants — notamment la hausse du niveau de scolarité et les changements de régions d’origine — était à l’origine d’environ le tiers de la diminution du taux de faible revenu chez les nouveaux immigrants (établis au Canada depuis cinq ans ou moins) au cours des années 2000. Les changements de catégorie d’admission n’ont pas eu d’effet significatif à l’échelon national. Au niveau régional, les changements apportés aux politiques et pratiques de sélection au cours des années 2000 variaient considérablement, certaines provinces ayant adopté le PCP à plus grande échelle que d’autres. En outre, la variation du nombre de nouveaux immigrants dans la population différait aussi selon la région en raison d’une décentralisation des immigrants entrants qui se sont écartés de Toronto au profit des régions de l’Ouest, en particulier. Par conséquent, l’effet des changements de composition différait aussi selon la province. Les changements de caractéristiques des immigrants et les modifications apportées aux programmes d’entrée sont à l’origine du cinquième à la moitié de la diminution des taux de faible revenu chez les nouveaux immigrants, selon la région.

    La baisse des taux de faible revenu chez les immigrants a peu contribué à la baisse des taux de faible revenu chez l’ensemble de la population au Canada durant les années 2000. Contrairement aux années 1990, durant lesquelles la hausse des proportions d’immigrants et de leurs taux de faible revenu était à l’origine de la plus grande part de l’augmentation des taux de faible revenu au Canada, la diminution des taux durant les années 2000 a été dictée principalement par la baisse des taux chez les Canadiens de naissance. La seule exception était Vancouver, où les trois quarts de la diminution des taux de faible revenu dans la ville étaient associés à une baisse rapide des taux chez les immigrants et à la diminution de leur part de la population.

    L’inégalité des revenus familiaux s’est accentuée au Canada de 1990 à 2010, mais la majorité de l’accroissement a eu lieu à la fin des années 1990. En se basant sur trois indices décomposables de l’inégalité, l’étude mène à la conclusion que, pour le Canada dans son ensemble, l’immigration a peu contribué à l’accroissement de l’inégalité observée à la fin des années 1990. Ce résultat nul a été observé pour les trois villes les plus grandes également. L’inégalité des revenus familiaux a augmenté chez la population d’immigrants à la fin des années 1990, tout comme chez les Canadiens de naissance, mais la population d’immigrants n’a pas contribué d’une manière disproportionnée à l’accroissement global. Au cours des années 2000, l’inégalité des revenus familiaux a peu augmenté.

    Une proportion croissante d’immigrants dans la population pourrait aussi avoir une incidence sur les salaires et sur la distribution des salaires des Canadiens de naissance. Les travaux publiés dans divers pays ont tendance à suggérer que l’effet est généralement faible, qu’il soit positif ou négatif. Si cet effet de l’immigration varie le long de la distribution des gains, il pourrait aussi modifier indirectement l’inégalité des gains chez les Canadiens de naissance, et donc, les taux de faible revenu et l’inégalité des revenus familiaux. Bien qu’aucune étude originale à ce sujet ne soit présentée dans le présent document, une revue de l’abondante littérature spécialisée publiée dans d’autres pays, ainsi que les quelques documents canadiens qui traitent de la question donnent à penser que cet effet est vraisemblablement faible.

    Annexe A : Tableaux

    Figure A.1

    Description de la graphique A.1

    Figure A.2

    Description de la graphique A.2

    Annexe B : Décomposition du carré du coefficient de variation, de l’indice de Theil et de l’écart logarithmique moyen

    Dans le présent document, nous décomposons les trois indices d’inégalité pour évaluer la contribution de quatre groupes distincts à la variation au cours du temps de l’indice. Les quatre groupes utilisés ici sont les immigrants établis au Canada depuis 1 à 5 ans, depuis 6 à 10 ans, ou depuis 11 à 15 ans, et le reste de la population canadienne, mais cette approche peut être divisée en se servant de groupes définis d’une autre façon. Voici le développement algébrique de cette décomposition.

    À un point donné dans le temps, le C V 2 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiFu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaqefe KCPfgBaGqbaiaa=neacaWFwbWaaWbaaSqabeaacaWFYaaaaaaa@3C89@ peut s’écrire comme la somme de deux termes, l’un attribuable à l’inégalité des revenus dans les groupes, P i C V i 2 R i 2 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaey yeIuocbiGaa8huamaaBaaaleaacaWFPbaabeaakiaa=neacaWFwbWa aSbaaSqaaiaa=LgaaeqaaOWaaWbaaSqabeaaieaacaGFYaaaaOGaa8 NuamaaDaaaleaacaWGPbaabaGaaGOmaaaaaaa@4208@ , et l’autre, à l’inégalité des revenus entre les groupes, P i ( R i 2 1 ) MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaey yeIuocbiGaa8huamaaBaaaleaacaWFPbaabeaakmaabmaabaGaa8Nu amaaDaaaleaacaWGPbaabaGaaGOmaaaakiabgkHiTiaabgdaaiaawI cacaGLPaaaaaa@418F@ , où P i MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbi Gaa8huamaaBaaaleaacaWFPbaabeaaaaa@3A03@  est la part de population du groupe i MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbi Gaa8xAaaaa@3906@  (dans notre étude, i MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbi Gaa8xAaaaa@3906@  =1 à 4), C V i 2 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbi Gaa83qaiaa=zfadaqhaaWcbaGaamyAaaqaaiaaikdaaaaaaa@3B8E@  est le C V 2 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaam 4qaiaadAfadaahaaWcbeqaaiaaikdaaaaaaa@3A9E@  pour le groupe  i MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbi Gaa8xAaaaa@3906@ , et R i MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbi Gaa8NuamaaBaaaleaacaWFPbaabeaaaaa@3A05@  est le ratio du revenu moyen du groupe i MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbi Gaa8xAaaaa@3906@  au revenu moyen de la population totale.

    Par une simple manipulation algébrique, la variation du C V 2 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiFu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaqefe KCPfgBaGqbaiaa=neacaWFwbWaaWbaaSqabeaacaWFYaaaaaaa@3C89@ entre deux points dans le temps peut être décomposée en quatre termes.

    ΔC V 2  = Δ P i ( C V i 2 R i 2 + R i 2 1 )+ΔC V i 2 P i R i 2 +Δ R i 2 P i ( C V i 2 1 )+variationconjuguée. MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaeu iLdqecbiGaa83qaiaa=zfadaahaaWcbeqaaiaabkdaaaGccaqGGaGa eyypa0JaaeiiaiabggHiLJqaaiaa+r5acaWFqbWaaSbaaSqaaiaa=L gacaWFGaaabeaakmaabmaabaGaa83qaiaa=zfadaWgaaWcbaGaa8xA aaqabaGcdaahaaWcbeqaaiaabkdaaaGccaWFsbWaaSbaaSqaaiaa=L gaaeqaaOWaaWbaaSqabeaacaqGYaaaaOGaey4kaSIaa8NuamaaBaaa leaacaWFPbaabeaakmaaCaaaleqabaGaaeOmaaaakiabgkHiTiaabg daaiaawIcacaGLPaaacqGHRaWkcqGHris5cqqHuoarcaWFdbGaa8Nv amaaBaaaleaacaWFPbaabeaakmaaCaaaleqabaGaaeOmaaaakiaa=b fadaWgaaWcbaGaa8xAaiaa=bcaaeqaaOGaa8NuamaaDaaaleaacaWG PbaabaGaaGOmaaaakiabgUcaRiabggHiLlabfs5aejaa=jfadaqhaa WcbaGaamyAaaqaaiaaikdaaaGccaWFqbWaaSbaaSqaaiaa=LgacaWF GaaabeaakmaabmaabaGaa83qaiaa=zfadaWgaaWcbaGaa8xAaaqaba GcdaahaaWcbeqaaiaabkdaaaGccqGHsislcaqGXaaacaGLOaGaayzk aaGaey4kaSIaa8NDaiaa=fgacaWFYbGaa8xAaiaa=fgacaWF0bGaa8 xAaiaa=9gacaWFUbGaa8hiaiaa=ngacaWFVbGaa8NBaiaa=PgacaWF 1bGaa83zaiaa=vhacaWFPdGaa8xzaiaa=5caaaa@8152@

    Le premier terme représente la contribution des variations des parts de population des divers groupes; le deuxième terme représente la contribution des variations de l’inégalité des revenus dans les groupes; le troisième terme représente la contribution des variations de l’inégalité des revenus entre les groupes; et le quatrième terme représente la variation conjuguée des parts de population, de l’inégalité dans les groupes et de l’inégalité entre les groupes. Δ P i ΔC V i 2 R i 2 +Δ P i C V i 2 Δ R i 2 + P i ΔC V i 2 Δ R i 2 +Δ P i ΔC V i 2 Δ R i 2 +Δ P i Δ R i 2 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaey yeIuUaeuiLdqecbiGaa8huamaaBaaaleaacaWFPbGaa8hiaaqabaGc cqqHuoarcaWGdbGaamOvamaaDaaaleaacaWGPbaabaGaaGOmaaaaki aa=jfadaqhaaWcbaGaamyAaaqaaiaaikdaaaGccqGHRaWkcqGHris5 cqqHuoarcaWFqbWaaSbaaSqaaiaa=LgacaWFGaaabeaakiaadoeaca WGwbWaa0baaSqaaiaadMgaaeaacaaIYaaaaOGaeuiLdqKaa8Nuamaa DaaaleaacaWGPbaabaGaaGOmaaaakiabgUcaRiabggHiLlaa=bfada WgaaWcbaGaa8xAaiaa=bcaaeqaaOGaeuiLdqKaam4qaiaadAfadaqh aaWcbaGaamyAaaqaaiaaikdaaaGccqqHuoarcaWFsbWaa0baaSqaai aadMgaaeaacaaIYaaaaOGaey4kaSIaeyyeIuUaeuiLdqKaa8huamaa BaaaleaacaWFPbaabeaakiabfs5aejaadoeacaWGwbWaa0baaSqaai aadMgaaeaacaaIYaaaaOGaeuiLdqKaa8NuamaaDaaaleaacaWGPbaa baGaaGOmaaaakiabgUcaRiaayIW7caaMi8UaaGjcVlaayIW7cqGHri s5cqqHuoarcaWFqbWaaSbaaSqaaiaa=LgaaeqaaOGaeuiLdqKaa8Nu amaaDaaaleaacaWGPbaabaGaaGOmaaaaaaa@80A0@  est compris dans le terme de variation conjuguée. Ce terme est généralement très petit.

    La même approche peut être appliquée à l’indice de Theil. À un point donné dans le temps, l’indice de Theil T MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbi Gaa8hvaaaa@38F1@  peut être exprimé comme la somme de deux termes : P i T i R i MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaey yeIuocbiGaa8huamaaBaaaleaacaWFPbGaa8hiaaqabaGccaWFubWa aSbaaSqaaiaa=LgaaeqaaOGaa8NuamaaBaaaleaacaWFPbaabeaaaa a@4030@ , la composante représentant l’inégalité des revenus dans les groupes, et P i ln( R i ) MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaey yeIuocbiGaa8huamaaBaaaleaacaWFPbGaa8hiaaqabaGccaqGSbGa aeOBamaabmaabaGaa8NuamaaBaaaleaacaWGPbaabeaaaOGaayjkai aawMcaaaaa@41B2@ , la composante représentant l’inégalité des revenus entre les groupes, où P i MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbi Gaa8huamaaBaaaleaacaWFPbaabeaaaaa@3A03@  et R i MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbi Gaa8NuamaaBaaaleaacaWFPbaabeaaaaa@3A05@  sont définis de la même façon que ci-dessus, T i MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbi Gaa8hvamaaBaaaleaacaWFPbaabeaaaaa@3A07@  est l’indice de Theil pour le groupe  i MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbi Gaa8xAaaaa@3906@ .

    La variation de T MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbi Gaa8hvaaaa@38F1@  entre deux points dans le temps peut être décomposée en quatre termes.

    ΔT = Δ P i R i ( T i +ln R i )+Δ T i P i R i +[ Δ P i R i ( T i +ln R i )+Δln R i P i ( R i +Δ R i ) ]  +variationconjuguée. MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGceaqabe aacqqHuoarieGacaWFubGaaeiiaiabg2da9iaabccacqGHris5cqqH uoarcaWGqbWaaSbaaSqaaiaadMgaaeqaaOGaa8NuamaaBaaaleaaca WFPbaabeaakmaabmaabaGaa8hvamaaBaaaleaacaWFPbaabeaakiaa bUcacaaMi8UaaGjcVlaabYgacaqGUbGaa8NuamaaBaaaleaacaWFPb aabeaaaOGaayjkaiaawMcaaiabgUcaRiabggHiLlabfs5aejaa=rfa daWgaaWcbaGaa8xAaaqabaGccaWGqbWaaSbaaSqaaiaadMgaaeqaaO Gaa8NuamaaBaaaleaacaWFPbaabeaakiabgUcaRmaadmaabaGaeyye IuUaeuiLdqKaamiuamaaBaaaleaacaWGPbaabeaakiaa=jfadaWgaa WcbaGaa8xAaaqabaGcdaqadaqaaiaa=rfadaWgaaWcbaGaa8xAaaqa baacbaGccaGFRaGaa4hBaiaa+5gacaWFsbWaaSbaaSqaaiaa=Lgaae qaaaGccaGLOaGaayzkaaGaey4kaSIaeyyeIuUaeuiLdqKaa4hBaiaa +5gacaWFsbWaaSbaaSqaaiaa=LgaaeqaaOGaamiuamaaBaaaleaaca WGPbaabeaakmaabmaabaGaa8NuamaaBaaaleaacaWFPbaabeaakiab gUcaRiabfs5aejaa=jfadaWgaaWcbaGaa8xAaaqabaaakiaawIcaca GLPaaaaiaawUfacaGLDbaacaqGGaaabaGaae4kaiaaykW7caWF2bGa a8xyaiaa=jhacaWFPbGaa8xyaiaa=rhacaWFPbGaa83Baiaa=5gaca aMi8UaaGjcVlaayIW7caWFJbGaa83Baiaa=5gacaWFQbGaa8xDaiaa =DgacaWF1bGaa8x6aiaa=vgacaWFUaaaaaa@9526@

    Le premier terme représente la contribution des variations des parts de population des divers groupes; le deuxième terme représente la contribution des variations de l’inégalité des revenus dans les groupes; le troisième terme représente la contribution des variations de l’inégalité des revenus entre les groupes; et le quatrième terme représente la variation conjuguée des parts de population, de l’inégalité dans les groupes et de l’inégalité entre les groupes. Le terme de variation conjuguée comprend

    T i Δ P i Δ R i Δ T i Δ P i R i + Δ T i P i Δ R i + Δ T i Δ P i Δ R i +Δ P i Δ R i ln( R i )+ Δ P i R i Δln( R i ) + Δ P i R i Δln( R i ) + Δ P i Δ R i Δln( R i ). MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGceaqabe aacqGHris5ieGacaWFubWaaSbaaSqaaiaa=LgaaeqaaOGaaGjcVlab fs5aejaa=bfadaWgaaWcbaGaa8xAaaqabaGccaaMi8UaeuiLdqKaam OuamaaBaaaleaacaWGPbaabeaakiaabUcacaqGGaGaeyyeIuUaeuiL dqKaa8hvamaaBaaaleaacaWFPbaabeaakiaayIW7cqqHuoarcaWFqb WaaSbaaSqaaiaa=LgaaeqaaOGaamOuamaaBaaaleaacaWGPbaabeaa kiabgUcaRiaabccacqGHris5cqqHuoarcaWFubWaaSbaaSqaaiaa=L gaaeqaaOGaa8huamaaBaaaleaacaWFPbaabeaakiaayIW7cqqHuoar caWGsbWaaSbaaSqaaiaadMgaaeqaaOGaey4kaSIaaeiiaiabggHiLl abfs5aejaa=rfadaWgaaWcbaGaa8xAaaqabaGccaaMi8UaeuiLdqKa a8huamaaBaaaleaacaWFPbaabeaakiaayIW7cqqHuoarcaWGsbWaaS baaSqaaiaadMgaaeqaaOGaey4kaSIaeyyeIuUaeuiLdqKaa8huamaa BaaaleaacaWFPbaabeaakiaayIW7cqqHuoarcaWGsbWaaSbaaSqaai aadMgaaeqaaOGaaeiBaiaab6gadaqadaqaaiaadkfadaWgaaWcbaGa amyAaaqabaaakiaawIcacaGLPaaacqGHRaWkcaqGGaGaeyyeIuUaeu iLdqKaa8huamaaBaaaleaacaWFPbaabeaakiaadkfadaWgaaWcbaGa amyAaaqabaGccqqHuoarcaqGSbGaaeOBamaabmaabaGaamOuamaaBa aaleaacaWGPbaabeaaaOGaayjkaiaawMcaaaqaaiabgUcaRiaabcca cqGHris5cqqHuoarcaWFqbWaaSbaaSqaaiaa=LgaaeqaaOGaamOuam aaBaaaleaacaWGPbaabeaakiabfs5aejaabYgacaqGUbWaaeWaaeaa caWGsbWaaSbaaSqaaiaadMgaaeqaaaGccaGLOaGaayzkaaGaaeiiai abgUcaRiaabccacqGHris5cqqHuoarcaWFqbWaaSbaaSqaaiaa=Lga aeqaaOGaaGjcVlabfs5aejaadkfadaWgaaWcbaGaamyAaaqabaGccq qHuoarcaqGSbGaaeOBamaabmaabaGaamOuamaaBaaaleaacaWGPbaa beaaaOGaayjkaiaawMcaaiaac6caaaaa@B2DC@

    À un point donné dans le temps, l’écart logarithmique moyen, L MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbi Gaa8htaiaayIW7aaa@3A7A@ , peut s’écrire comme la somme de deux termes : P i L i MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaey yeIuocbiGaa8huamaaBaaaleaacaWFPbGaa8hiaaqabaGccaWFmbWa aSbaaSqaaiaa=LgaaeqaaOGaaGjcVdaa@3FD0@ , la composante représentant l’inégalité des revenus dans les groupes, et P ln( R i ) MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaey yeIuocbiGaa8huamaaBaaaleaacaqGPbGaaeiiaaqabaGccaqGSbGa aeOBamaabmaabaGaa8NuamaaBaaaleaacaWFPbaabeaaaOGaayjkai aawMcaaaaa@41B2@ , la composante représentant l’inégalité des revenus entre les groupes, où L i MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbi Gaa8htamaaBaaaleaacaWFPbaabeaaaaa@39FF@  est l’indice d’inégalité des revenus pour le groupe  i MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbi Gaa8xAaiaayIW7aaa@3A97@ . La variation de L MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbi Gaa8htaiaayIW7aaa@3A7A@  entre deux points dans le temps peut être décomposée en quatre termes :

    ΔL=Δ P i [ L i +ln( R i ) ]+Δ L i P i +Δln( R i ) P i variationconjuguée. MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaeu iLdqecbiGaa8htaiaa=1dacqGHris5cqqHuoarcaWFqbWaaSbaaSqa aiaa=LgacaWFGaaabeaakmaadmaabaGaa8htamaaBaaaleaacaWFPb aabeaakiabgUcaRiaabYgacaqGUbWaaeWaaeaacaWFsbWaaSbaaSqa aiaa=LgaaeqaaaGccaGLOaGaayzkaaaacaGLBbGaayzxaaGaae4kai abggHiLlabfs5aejaadYeadaWgaaWcbaGaamyAaaqabaGccaWFqbWa aSbaaSqaaiaa=LgacaWFGaaabeaakiaabUcacqGHris5cqqHuoarca qGSbGaaeOBamaabmaabaGaa8NuamaaBaaaleaacaWFPbaabeaaaOGa ayjkaiaawMcaaiaa=bfadaWgaaWcbaGaa8xAaiaa=bcaaeqaaOGaae 4kaiaabccacaWF2bGaa8xyaiaa=jhacaWFPbGaa8xyaiaa=rhacaWF PbGaa83Baiaa=5gacaWFGaGaa83yaiaa=9gacaWFUbGaa8NAaiaa=v hacaWFNbGaa8xDaiaa=LoacaWFLbGaa8Nlaaaa@7274@

    Le terme de variation conjuguée comprend Δ L i Δ P i  +Δ P i Δln( R i ) MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbcvPDwzYbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0x e9Lq=Jc9vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKk Fr0xfr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaey yeIuUaeuiLdqecbiGaa8htamaaBaaaleaacaWFPbGaa8hiaaqabaGc cqqHuoarcaWFqbWaaSbaaSqaaiaa=LgaaeqaaOGaaiiOaiabgUcaRi abggHiLlabfs5aejaa=bfadaWgaaWcbaGaa8xAaiaa=bcaaeqaaOGa euiLdqKaaeiBaiaab6gadaqadaqaaiaa=jfadaWgaaWcbaGaa8xAaa qabaaakiaawIcacaGLPaaaaaa@4F6F@ .


    Notes

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