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Laporte et Mueller (2011).
Pour plus de renseignements, voir
le Système d'information sur les apprentis inscrits (SIAI),
Manuel sur les éléments de données, à l'adresse http://www.statcan.gc.ca/imdb-bmdi/document/3154_D1_T4_V2-fra.htm.
Les données recueillies au Québec par le SIAI
proviennent de deux sources seulement, soit de la Commission de la construction
du Québec et d'Emploi-Québec. Les données d'Emploi-Québec
comprennent seulement de l'information sur les métiers réglementés.
En outre, le SIAI ne comprend pas de renseignements sur les programmes dans
le secteur de l'automobile. Par conséquent, il y a sous-dénombrement
des apprentis et des travailleurs qualifiés dans cette province.
Voir www.tableauellis.ca.
Il n'est pas clair
si les personnes qui n'ont pas achevé leur programme d'apprentissage
étaient ou n'étaient pas titulaires d'un certificat.
La première option est la plus probable, étant donné
les résultats présentés ci-dessous et le fait que les
mêmes données sont utilisées dans les deux cas.
Le Recensement de 2006 comprenait des questions portant
tout particulièrement sur la formation en apprentissage et le salaire,
et il offre un échantillon de grande taille aux fins d'analyse.
Toutefois, il ne fournit pas de données sur l'achèvement
et l'abandon des programmes d'apprentissage. Le SIAI est utile
parce qu'il comprend des données administratives et non des données
d'enquête, et qu'il est par conséquent susceptible
de comporter moins d'erreurs de mesure et d'avoir une couverture
plus large. Toutefois, ces données ont des variables contextuelles
limitées.
Par exemple, les personnes qui ont dit avoir achevé leur programme
d'apprentissage en 2002-2004 mais qui ont déclaré
être des « décrocheurs » en 2007.
Environ 900 observations ont été supprimées
de l'échantillon en raison d'une incohérence dans
le changement de situation entre 2002-2004 et 2007. La différence
pourrait être attribuable à un véritable changement de
situation, à des erreurs dans les données administratives des 13 provinces
et territoires, ou à des erreurs dans les réponses volontaires
à l'Enquête fournies par les apprentis.
Environ 2 500 observations
ont été supprimées de l'échantillon par
suite de cette restriction. Par conséquent, le modèle a également
été estimé en utilisant la procédure en deux étapes
de Heckman pour tenir compte de la sélectivité dans l'emploi.
Les résultats ont été très similaires à
ceux présentés ici.
Ce résultat pour les charpentiers-ébénistes
tient en partie à ce que toutes les observations provenant du Québec
portent sur ce groupe de métiers. L'exclusion du Québec
donne un résultat comparable, ce groupe de métiers comprenant
une part disproportionnellement faible de finissants.
De nouveau, ce résultat pour le Québec est attribuable
entièrement au fait que toutes les observations provenant du Québec
portent sur les métiers de la construction et que les charpentiers-ébénistes
ont un taux élevé de décrocheurs dans toutes les provinces
et les territoires.
On a également effectué des
régressions en utilisant le logarithme naturel du revenu annuel au
lieu du salaire horaire. Les résultats obtenus étaient similaires.
On aurait pu effectuer l'analyse
pour les trois groupes, c.-à-d. les finissants, les décrocheurs
et les persévérants à long terme. Malheureusement, des
données sur les salaires et le revenu des persévérants
à long terme dans la population active n'étaient pas disponibles.
Voir Heckman et coll.
(2008) pour plus de détails sur les différences entre les écarts
salariaux et les taux de rendement internes.
On a également tâché
d'exécuter des régressions par médiane, étant
donné la plus large distribution des salaires observée chez
les personnes qui n'ont pas achevé leur programme d'apprentissage
(voir le tableau 1), puisqu'elles sont
représentées de façon disproportionnée à
l'extrémité supérieure de la distribution des salaires
(salaire horaire supérieur à 100 $) et, surtout, à
l'extrémité inférieure (salaire horaire inférieur
à 10 $). Les résultats de la régression par
la médiane étaient similaires à ceux présentés
ici et ne modifient pas les conclusions.
Les points logarithmiques
sont convertis en pourcentages au moyen de la formule y=(ex–1)x100, où x est le nombre de points
logarithmiques et y est le pourcentage correspondant. Dans le cas dont
il s'agit ici, (e0.19–1) x 100=20,7. Cette même
méthodologie est utilisée tout au long du reste du document.
Les données
du Tableau Ellis sur les métiers comportant des exigences obligatoires
en Ontario ont été fusionnées aux données de l'ENA
pour tâcher de déterminer si un avantage est associé à
l'achèvement d'un programme d'apprentissage et/ou
à l'obtention d'un certificat de qualification professionnelle
dans ces métiers. On n'a trouvé aucune preuve de l'existence
d'un tel avantage.
On a également effectué ces calculs pour le modèle 4 au
tableau 3 sans inclure le Québec et en
exécutant des régressions sur la médiane au lieu d'utiliser
les MCO. Dans l'un et l'autre cas, les résultats n'ont
pas changé de façon marquée.
Par exemple, les charpentiers, les maçons et d'autres ouvriers
dans les métiers de la construction avaient des taux respectifs d'emploi
autonome de 25,3 %, 31,6 % et 39,2 % comparativement
aux taux de 6,8 % pour les électriciens et de 12,1 %
pour les plombiers (qui sont tous deux des métiers comportant des exigences
obligatoires).
Les estimations complètes sur lesquelles
ces résultats sont fondés figurent au tableau 9 et au tableau 10. Étant donné
la plus large distribution des salaires et les écarts entre les salaires
médians et moyens, principalement chez les travailleurs autonomes,
on a également estimé les modèles au moyen de régressions
sur la médiane. Les résultats présentés ici n'ont
pas changé de façon substantielle.
D'autres chercheurs qui ont employé un cadre multivarié
ont pu montrer seulement l'avantage associé à l'achèvement
d'un programme d'apprentissage par rapport à d'autres
niveaux de scolarité comme les études secondaires et collégiales.
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