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REVENUS ET LANGUE AU QUÉBEC : 1970-1980

Revenus et langue au Québec
1970-1980

Une revue des écrits






par

François Vaillancourt

et

Robert Lacroix





Présentation


Les recherches en économie de la langue bien que peu nombreuses, ont suscité, grâce notamment aux efforts de quelques professeurs du Département de science économique de l'Université de Montréal, beaucoup d'intérêt dans la population et parmi les étudiants en sciences économiques.

Nous sommes heureux de pouvoir présenter une excellente synthèse, préparée par les professeurs Lacroix et Vaillancourt, des travaux faits au cours de la décennie 70 dans ce domaine. Nous ne pouvons qu'espérer que la décennie 80 sera encore plus riche en études dans ce domaine particulier de l'économie et que les données du dernier recensement canadien - 1981 - seront exploitées au maximum, afin d'enrichir le plus possible nos connaissances de l'évolution de la situation linguistique québécoise.



Michel Amyot
Directeur des études
et recherches





AVANT-PROPOS



I1 n'existe pas de texte qui passe en revue l'ensemble des études faites depuis 1970 et portant sur l'effet net des attributs linguistiques sur le revenu des Québécois. Or, plusieurs de ces études sont difficiles d'accès au chercheur intéressé par le domaine de l'économie de la langue, et ce, pour deux raisons. Premièrement, elles n'ont pas fait l'objet d'une grande diffusion, étant souvent des travaux d'étudiants au niveau de la maîtrise en sciences. Deuxièmement, il est difficile pour le non-initié de faire la synthèse de leurs résultats, étant donné les différentes méthodologies utilisées. C'est pourquoi il nous a semblé utile de diffuser, après révision, ce texte qui a été préparé au printemps 1981 lorsque les auteurs travaillaient à la rédaction d'une étude sur l'évolution du lien entre les revenus et les attributs linguistiques des Québécois de 1970 à 1978.



François Vaillancourt
Robert Lacroix

Département de science économique et
Centte de recherche en développement
économique
Université de Montréal


Mars 1982




Introduction



Nous avons recensé l'ensemble des études faites entre 1970 et 1980 et portant sur la période 1970-1975. Les résultats des études recensées ont été répartis en deux groupes selon le critère suivant. S'agit-il de l'ensemble de la main-d'oeuvre masculine ou féminine du Québec (ou de Montréal) ou s'agit-il d'un sous-groupe particulier de travailleurs?

Lorsqu'un auteur rapporte plusieurs ensembles de résultats obtenus en faisant usage de légères variantes d'une méthode donnée, nous rapportons les résultats préférés par l'auteur. Enfin, nous n'avons pas pu faire état de tous les résultats de toutes les études. Ainsi, Pes (1979) explore la notion de bilinguisme écrit et de niveau de bilinguisme (mais voir Vaillancourt et Pes [1980]) alors que Lacroix et Vaillancourt (1980), Nadeau (1980) et Pes (1978) examinent des sous-groupes de la main-d'oeuvre hautement qualifiée.






Chapitre premier


Les études sur l'ensemble de la main-d'oeuvre

Ce premier chapitre se divise en deux parties. Dans la première partie, nous présentons et discutons les résultats obtenus par divers auteurs à l'aide de deux méthodes d'analyse. Dans la deuxième partie, nous examinons quels sont les facteurs pouvant expliquer que des résultats calculés pour des individus similaires soient différents.

1.1. Les résultats

Ce sont 17 ensembles de résultats, tirés de neuf études différentes, qui sont examinés dans cette section. Six portent sur les hommes de l'ensemble du Québec, six sur ceux de Montréal et cinq sur les femmes de l'ensemble du Québec. Remarquons que, dans toutes les études portant sur la détermination des revenus, qu'elles soient faites pour le Québec, le Canada ou les États-Unis, on distingue entre hommes et femmes. La théorie économique nous amène à postuler (et les faits permettent de vérifier la validité de ce postulat) que le processus de détermination des revenus diffère entre ces deux groupes. Quant à la distinction entre l'ensemble du Québec et Montréal, elle est devenue classique dans les études portant sur le Québec.

Pour obtenir les résultats présentés au tableau I.1, on utilise une équation de détermination des revenus pour évaluer l'effet net des attributs linguistiques plutôt qu'une équation par groupe linguistique (francophones unilingues, ...). Dans cette équation, on retrouve divers facteurs de standardisation, tels l'expérience ou le nombre d'années de scolarité; leur nature exacte varie d'une étude à l'autre. On y trouve également des variables mesurant les attributs linguistiques.

L'utilisation de la technique des moindres carrés ordinaires1 permet alors aux auteurs d'obtenir une mesure de l'effet net de chaque attribut linguistique. Ceci fait la force et la faiblesse de cette technique. Sa force, car cette mesure est facile de compréhension et d'interprétation. Sa faiblesse, car elle ne permet pas de tenir compte des interactions possibles entre les attributs linguistiques et d'autres attributs individuels. C'est pourquoi nous examinerons aux tableaux I.2 et I.3 des résultats tenant compte de ces interactions.

Nous avons regroupé les résultats présentés au tableau I.1 sous trois rubriques (hommes - Québec, hommes - Montréal, femmes - Québec). Le choix de celles-ci s'inspire de la discussion qui précède. À l'intérieur de chaque rubrique, les résultats sont regroupés par ordre alphabétique. Étant donné les différences dans le processus de détermination du revenu pour les hommes et les femmes ou pour le marché québécois et celui de Montréal, il est préférable de discuter les résultats sous chaque rubrique à tour de rôle.

Les résultats sous la rubrique hommes - Québec ont les caractéristiques suivantes en commun :

  • premièrement, les francophones gagnent au minimum 5 % de moins que les anglophones;




1 Le lecteur qui n'est pas familier avec cette technique aurait avantage à consulter : Robert Lacroix et François Vaillancourt, Attributs linguistiques et disparités de revenu au sein de la main-d'oeuvre hautement qualifiée du Québec, Gouvernement du Québec, Conseil de la langue française, « Dossiers du Conseil de la langue française/Études et recherches », n° 6, 1980, XIV-197 p. (en particulier la section 3.1). [retour au texte]





Tableau I.1 Supplément net de revenu, en pourcentage, attribuable à chaque attribut linguistique, hommes et femmes, Québec et Montréal, années diverses


  • deuxièmement, les anglophones bilingues ne gagnent pas significativement plus que les anglophones unilingues2;

  • troisièmement, les francophones bilingues gagnent moins que les anglophones bilingues2.

Ceci dit, on note que les résultats diffèrent d'une étude à l'autre, ce qui peut s'expliquer par un ou plusieurs des cinq facteurs suivants : la nature des données, la forme de la variable dépendante, la nature des attributs linguistiques, les facteurs de standardisation retenus et la nature exacte de la main-d'oeuvre. Nous examinerons l'effet de chacun de ces facteurs dans la prochaine section du texte.

Les résultats pour les hommes de Montréal indiquent, pour leur part, que :

  • premièrement, les francophones gagnent au minimum 5 % de moins que les anglophones;

  • deuxièmement, les anglophones bilingues ne gagnent pas significativement plus que les anglophones unilingues;

  • troisièmement, les francophones bilingues gagnent moins que les anglophones bilingues.




2 À l'exception des résultats de l'étude de Pes. Notons, toutefois, que cette étude utilise des données différentes des trois autres. [retour au texte]




Ces résultats tiennent pour les quatre études. On note par contre certaines différences entre les résultats de l'une ou l'autre étude, différences qui s'expliquent par les mêmes facteurs que ceux évoqués lors de la discussion des résultats pour les hommes du Québec.

Finalement, l'examen des résultats sous la rubrique femmes - Québec indique que la seule relation qui semble tenir d'une étude à l'autre est que les francophones unilingues gagnent moins que les autres femmes.

Afin d'examiner l'effet de l'interaction entre les attributs linguistiques et les autres attributs sur le revenu des individus, il est nécessaire de fixer les valeurs de ces derniers. Un grand nombre de combinaisons demeurent possibles : nous en avons retenu deux qui nous semblaient pertinentes. C'est pourquoi on retrouve au tableau I.2 l'effet sur le revenu de passer de 20 à 21 ans d'expérience (ou de 39 à 40 ans d'âge) pour chaque groupe linguistique et, au tableau I.3, l'effet d'une année supplémentaire de scolarité sur le revenu par groupe linguistique et ce, quel que soit le niveau de scolarité.

Si l'on regroupe les résultats des tableaux I.2 et 1.3 selon les rubriques du tableau I.1, on constate que, pour les hommes du Québec, la rentabilité d'une année d'expérience ou de scolarité est, dans l'ensemble, plus grande pour les anglophones que pour les francophones. Ceci est encore plus vrai dans le cas des hommes de Montréal. Par contre, chez les femmes du Québec, seul le rendement de la scolarité diffère entre anglophones et francophones. Les résultats vont donc dans le même sens que ceux du tableau I.1.

Lors de la discussion des résultats du tableau I.1, nous avons souligné certaines différences entre les études regroupées sous une même rubrique, ce que nous n'avons pas fait lors de l'examen des résultats.


Tableau I.2 Effet de l'expérience ou de l'âge sur le revenu hommes ou femmes années diverses



Tableau I.3 Effet de la scolarité sur le revenu hommes ou femmes années diverses


Nous avions alors indiqué que nous examinerions plus loin les sources possibles de ces différences : c'est ce que nous faisons maintenant.

1.2. Les facteurs expliquant les différences

La nature des données

Presque tous les résultats, soit ceux tirés des études de Boulet, Carliner, Lussier, Marr et Millerd, Sabourin, Stelcner et Shapiro et Vaillancourt, sont obtenus à l'aide des données du recensement canadien de 1971. Seul Boulet a eu accès à des données portant sur l'ensemble des individus étudiés, les autres auteurs utilisant l'échantillon un sur cent tiré du recensement canadien qu'on trouve sur les bandes échantillonnales à grande diffusion. Pes utilise les données tirées d'une enquête faite pour la Commission Gendron en 1971 (Carlos, 1973) et Callan utilise des données tirées du Canadian National Mobility Survey, une enquête faite en juillet 1973 auprès des ménages rejoints par l'enquête sur la population active.

La nature de la variable dépendante

Boulet et Callan utilisent le revenu de travail des individus, Carliner le logarithme naturel du salaire horaire moyen et les autres, le logarithme du revenu de travail annuel3.




3 Notons ici deux points. Premièrement, Carliner doit calculer le salaire horaire moyen. Pour ce faire, il utilise l'information recueillie lors du recensement sur le nombre d'heures de travail par semaine et le nombre de semaines de travail par année. Cette information ayant été recueillie sous forme d'intervalle (par exemple, 40-48 semaines et 49-52 semaines sont deux des intervalles utilisés), on présume (il ne le dit pas) que Carliner utilise le point médian de l'intervalle pour diviser le revenu salarial annuel par le nombre d'heures de travail durant l'année. Deuxièmement, Pes ne dispose pas de données par intervalle de revenus (1 000 $ - 2 000 $ par exemple). Elle a supposé que le revenu de l'individu étant le revenu médian de l'intervalle sauf pour l'intervalle ouvert 20 000 $ + où la valeur 25 000 $ est utilisée. [retour au texte]




La nature des attributs linguistiques

Pour déterminer si un individu est bilingue, tous les auteurs sauf Pes utilisent la réponse à la question du recensement « Pourriez-vous soutenir une conversation ... ». Cette question n'a pas été posée dans l'enquête Carlos utilisée par Pes; celle-ci définit donc comme bilingue celui ou celle qui a, à la fois, une capacité au moins limitée à comprendre la seconde langue officielle et une capacité bonne ou excellente à la parler.

Tous les auteurs utilisent seulement la langue maternelle d'un individu pour déterminer son groupe linguistique sauf Carliner qui utilise la langue d'usage et Sabourin qui utilise à la fois la langue maternelle et la langue d'usage à cette fin4.

Les facteurs de standardisation utilisés

Le tableau I.4 permet de comparer les approches des différents auteurs et de faire ressortir une assez grande variation dans le nombre de facteurs utilisés5.

La nature exacte de la main-d'oeuvre

Le tableau I.5 présente les critères utilisés pour constituer le groupe exact dont les revenus sont analysés.




4 Un francophone a donc à la fois comme langue maternelle et langue d'usage le français dans l'étude de Sabourin. [retour au texte]

5 Un appendice reproduisant les résultats de régression de chaque auteur est disponible sur demande auprès des auteurs. [retour au texte]





Tableau I.4 Facteurs de standardisation utilisés dans les neuf études examinées ici



Tableau I.5 Nature exacte de la main-d'oeuvne dans les neuf études examinées ici


En recoupant les tableaux I.4 et I.5, on constate que les études dont l'échantillon est relativement restreint comptent généralement peu de facteurs de standardisation alors que celles dont l'échantillon est relativement plus large en comptent plus. Ainsi, Boulet n'utilise qu'un critère de sélection, le revenu, soit le minimum et utilise neuf facteurs de standardisation, le maximum; par contre, Sabourin utilise 10 critères de sélection, le maximum, mais n'utilise que deux facteurs de standardisation, le minimum.

Est-ce que les différences relevées ci-haut permettent d'expliquer certains des écarts relevés à l'examen du tableau I.1? À notre avis, oui. Ainsi, si l'on réexamine les résultats pour les hommes du Québec, on peut expliquer l'écart entre les résultats de Pes et ceux des trois autres auteurs quant au rendement du bilinguisme en notant qu'elle utilise une définition différente du bilinguisme. De fait, son critère a pour effet d'exiger un niveau plus élevé de bilinguisme pour être défini comme bilingue que celui qui résulterait de l'application du critère de bilinguisme du recensement6. Le groupe de Pes étant composé d'individus dont le niveau de bilinguisme est supérieur, il est normal qu'il soit mieux rémunéré (Vaillancourt et Pes, 1980). Quant aux écarts entre les trois études faites à partir des données du recensement, ils sont peu importants. Notons quand même que la différence entre l'étude de Stelcner et Shapiro et celle de Carliner, quant aux revenus des francophones bilingues, s'explique probablement par la présence parmi les facteurs de standardisation utilisés par Stelcner et Shapiro de l'occupation et de l'industrie alors qu'ils sont absents des travaux de Carliner.




6 Selon Vaillancourt, 52,8 7 des anglophones et 48 % des francophones sont bilingues en 1971 (1980, 43). Les chiffres de Pes sont de 39,4 % chez les anglophones et de 46,8 % chez les francophones. On voit donc qu'il y a peu d'écart dans le cas des francophones (2 %) et beaucoup dans le cas des anglophones (19 %). Ceci est également vrai des écarts entre les résultats de ces deux auteurs qui sont rapportés au tableau I.l. [retour au texte]




Si on examine le deuxième groupe de résultats, ceux portant sur les hommes de Montréal, on constate une grande similarité entre eux, ce qui s'explique en partie par le fait que toutes les études utilisent les données du recensement. On relève quand même que l'avantage net de l'anglais semble plus élevé lorsqu'on utilise les données de Sabourin. Le choix d'individus ayant au moins cinq ans de scolarité et ayant travaillé 49 semaines et plus en est peut-être l'explication.

Finalement, si l'on étudie le troisième groupe de résultats portant sur les femmes du Québec, on constate une assez grande variation dans les résultats. Ceci provient, en partie, de l'utilisation de trois sources de données pour faire ces quatre études. Soulignons également que les différences entre les résultats de Lussier et de Stelcner et Shapiro qui, tous deux, utilisent le recensement comme source de données, proviennent probablement de l'inclusion de l'occupation et du secteur d'activité comme facteurs de standardisation dans l'étude de Stelcner et Shapiro.

Il est donc possible, dans l'ensemble, de réconcilier entre eux les résultats des études de chacun des trois groupes lorsqu'on les réexamine à la lumière des différences décrites ci-haut et d'en tirer des enseignements pour les grands groupes de la main-d'oeuvre québécoise. Il n'est cependant pas possible d'en tirer des résultats pour des sous-groupes particuliers. Ce sont cependant des résultats de cette nature qui seront examinés au prochain chapitre.






Chapitre II


Les études sur des sous-groupes de la main-d'oeuvre

On peut identifier deux types d'études qui examinent les effets nets des attributs linguistiques par sous-groupe : celles qui ont pour but d'étudier l'effet net des attributs pour l'ensemble de la main-d'oeuvre et qui la divisent en sous-groupes pour fins d'analyse et celles qui ont pour but d'examiner l'effet net des attributs linguistiques au sein d'un sous-groupe donné de la main-d'oeuvre et qui n'étudient que celui-ci. Les auteurs du premier type d'études ont utilisé un ou plusieurs des critères suivants de division : l'âge, le niveau de scolarité, l'occupation et le secteur d'activité. Les auteurs du deuxième type d'études se sont penchés soit sur la main-d'oeuvre ayant reçu une formation universitaire, soit sur les cadres québécois.

Si l'on reprend les rubriques utilisées au tableau I.1, on constate :

  • premièrement, que dans le cadre d'études portant sur les hommes du Québec, quatre auteurs (Bali et Verma, Pes, Renaud et Vaillancourt) ont divisé leur échantillon selon l'âge, deux selon l'éducation (Pes, Vaillancourt) et un (Vaillancourt) selon le secteur et l'occupation;

  • deuxièmement, que dans le cadre d'études portant sur les hommes de Montréal, deux auteurs (Sabourin et Vaillancourt) ont utilisé l'âge et l'éducation comme critères de division et un seul (Vaillancourt) a utilisé l'occupation et le secteur d'activité;

  • troisièmement, que dans le cadre d'études portant sur les femmes du Québec, seule Lussier a divisé son échantillon en sous-groupes en utilisant l'occupation et le secteur d'activité comme critères.

Ceci nous a amenés à choisir de présenter nos résultats selon l'âge, le niveau de scolarité, l'occupation et le secteur d'activité.

La division par âge

Quatre des six études ont divisé leur groupe seulement en fonction de l'âge; deux ont subdivisé leurs groupes d'âge selon la langue. Dans le premier cas, on obtient l'effet net de chaque attribut linguistique pour chaque groupe d'âge étudié; dans le second cas, on peut calculer le rendement net d'une année supplémentaire de scolarité pour le membre d'un groupe linguistique donné appartenant à un certain groupe d'âge. On trouve au tableau II.1 les résultats du premier type d'études. Pour chaque auteur, nous ne rapportons que les résultats pour deux groupes d'âge : les 25-34 ans, les jeunes et les 45-54 ans, les plus âgés. Dans le cas de Sabourin, nous avons utilisé les groupes les plus similaires.

À l'examen du tableau II.1, on constate qu'au Québec les hommes anglophones voient l'écart entre leur revenu et celui des francophones unilingues croître avec l'âge alors que l'écart entre le revenu de ceux-ci et celui des francophones bilingues reste à peu près inchangé. À Montréal, tous ceux qui connaissent l'anglais voient l'écart entre leur revenu et celui des unilingues francophones croître avec l'âge.

Les résultats du tableau II.2 nous indiquent qu'une année supplémentaire de scolarité rapporte au moins autant et, en règle générale, plus aux anglophones qu'aux francophones, quel que soit leur âge.


Tableau II.1 Supplément net de revenu, en pourcentage, attribuable à chaque attribut linguistique, hommes, Québec et Montréal, par groupe d'âge, 1971



Tableau II.2 Supplément net de revenu, en pourcentage, attribuable à une année supplémentaire de scolarité, par groupe d'âge étude Bali/Verma et Renaud 1971


La division par niveau de scolarité

On trouve au tableau II.3 des résultats tirés des quatre études ayant examiné l'effet net des attributs linguistiques par niveau de scolarité. Les résultats pour un groupe peu scolarisé et pour un groupe bien scolarisé sont rapportés pour favoriser les comparaisons. Leur examen indique qu'on doit distinguer clairement entre les résidents du Québec et ceux de Montréal. Pour l'ensemble du Québec, il n'est pas clair, sauf dans le cas des anglophones unilingues, que l'effet net de la connaissance de l'anglais s'accroisse avec le niveau de scolarité. Dans le cas de Montréal, cette relation est clairement établie. Elle s'explique peut-être par le rôle que la scolarité joue comme moyen d'accès aux postes supérieurs que l'on trouve dans les sièges sociaux.

La division par occupation

Deux auteurs ont utilisé ce critère, soit Lussier pour les femmes du Québec et Vaillancourt pour les hommes du Québec et de Montréal. Le premier retient six groupes occupationnels et le second, 111. Nous nous limiterons à rapporter dans cette étude les résultats portant sur deux occupations, celle où la connaissance de l'anglais rapporte le plus dans l'ensemble et celle où elle rapporte le moins. Le tableau II.4 montre que, chez les hommes, c'est dans les postes de cols blancs de niveau supérieur que la connaissance de l'anglais ajoute le plus aux revenus des individus2. Malheureusement, Lussier a exclu les administrateurs de son analyse, ce qui ne permet pas la comparaison de ses résultats avec ceux observés par Vaillancourt pour les hommes et rend le premier rang des postes en commerce douteux. Le dernier rang occupé par les travailleurs d'assemblage chez les hommes n'est pas surprenant puisqu'on peut croire que, dans ce type de fonction, l'anglais est peu utilisé.




1 Soit les employés des services, de bureau, de la vente, de l'assemblage, de l'éducation et de la santé et du secteur primaire, d'une part, et, d'autre part, les administrateurs, les ingénieurs et scientifiques, les travailleurs de l'éducation et de la santé, les employés de bureau, les vendeurs, les employés du secteur primaire (au Québec seulement), les travailleurs de la production, de l'assemblage, du transport et de la construction et les employés des services. [retour au texte]

2 Pour l'ensemble du Québec, les postes de scientifiques et ingénieurs se situent au deuxième rang en terme de rentabilité de l'anglais alors qu'à Montréal, ce sont les postes en administration qui occupent ce rang. [retour au texte]




Tableau II.3 Supplément net de revenu, en pourcentage, attribuable à chaque attribut linguistique, hommes, Québec et Montréal, par niveau de scolarité 1971



Tableau II.4 Supplément net de revenu, en pourcentage, attribuable à chaque attribut linguistique, hommes et femmes, Québec et Montréal, par niveau de scolarité 1971


La division pour secteur d'activité

Les mêmes auteurs ont ventilé leurs résultats par secteur d'activité. Lussier désagrège en cinq secteurs et Vaillancourt en huit secteurs pour le Québec et sept pour Montréal3. Au tableau II.5, nous rapportons les résultats pour deux secteurs, soit ceux où la connaissance de l'anglais rapporte soit le plus, soit le moins.

À l'examen du tableau II.5, deux constantes se dégagent. D'abord, dans tous les cas, c'est dans le secteur des services, un secteur desservant principalement l'économie québécoise, que l'anglais paie le moins. Ensuite, c'est toujours dans une des industries du secteur extérieur que la connaissance de l'anglais fait qu'un individu est mieux rémunéré4. Notons que l'effet net très élevé de la connaissance de l'anglais sur les revenus dans le secteur finance à Montréal s'explique en partie par la présence de certains sièges sociaux à Montréal en 1970.




3 Soit le manufacturier, les transports, communications et utilités publiques, le secteur financier, le commerce, les services et l'administration publique, d'une part, et les ressources (au Québec seulement), le manufacturier, les transports, communications et utilités publiques, le secteur financier, la construction, le commerce, les services et l'administration publique, d'autre part. [retour au texte]

4 Le deuxième secteur où l'anglais est dans l'ensemble le mieux payé est le commerce chez les femmes et le transport chez les hommes du Québec et de Montréal. [retour au texte]




Tableau II.5 Supplément net de revenu, en pourcentage, attribuable à chaque attribut linguistique, hommes et femmes, Québec et Montréal, par secteur d'activité 1971


La main-d'oeuvre universitaire

Il existe trois études dont le but principal est d'examiner l'effet net des attributs linguistiques au sein de la main-d'oeuvre universitaire, soit celles de Lacroix et Vaillancourt, Nadeau et Pes. Les résultats clefs des trois études sont présentés au tableau II.6. Avant de les examiner, il nous faut dire quelques mots sur les sources de données, les facteurs de standardisation utilisés et les critères ayant présidé au choix des individus étudiés.

  • Lacroix et Vaillancourt utilisent des données tirées de l'enquête de 1973 faite par Statistique Canada auprès de la main-d'oeuvre hautement qualifiée. L'étude de Nadeau repose sur les données d'une enquête faite en 1974 auprès des diplômés en sciences fondamentales des universités du Québec. Enfin, Pes se sert des données de l'échantillon un sur cent du recensement canadien.

  • Les trois auteurs utilisent comme variable dépendante le logarithme naturel du revenu de travail et, comme déterminant du groupe linguistique d'un individu, sa langue maternelle. Les trois auteurs standardisent pour l'expérience, le nombre de semaines de travail et pour le niveau de scolarité, soit en tenant compte du nombre d'années d'étude (Pes), soit en tenant compte du diplôme obtenu (Lacroix et Vaillancourt, Nadeau). De plus, Lacroix et Vaillancourt et Nadeau tiennent compte du champ de spécialisation du diplôme.

  • Lacroix et Vaillancourt étudient les déterminants des revenus des diplômés universitaires résidant et travaillant au Québec en 1973. Ces derniers doivent avoir travaillé au moins 40 semaines et avoir une occupation bien identifiée à l'exclusion de celle d'artiste ou de religieux. Leur secteur d'activité doit être connu et ne pas être une ambassade étrangère. Nadeau étudie les diplômés universitaires résidant au Québec en 1974 dont la formation est strictement en sciences pures. Finalement, l'étude de Pes porte sur les blancs5 ayant fréquenté l'université au moins un an, dont l'occupation était connue et qui résidaient au Canada en 1969. Sont exclus de cette étude les artistes, les fermiers et les religieux.

L'examen des résultats du tableau II.6 nous indique, pour les hommes du Québec, que les anglophones ne gagnent jamais moins que les francophones unilingues. L'écart entre les résultats des différentes études est cependant assez grand, ce qui s'explique sans doute par l'utilisation de trois sources de données différentes.

Les cadres

En se servant des données d'une enquête faite par Inagaki (1973) auprès des cadres québécois, Sabourin a étudié l'effet d'une variation dans le niveau de connaissance de l'anglais sur leur revenu. Comme variable dépendante, Sabourin utilise le logarithme du revenu salarial annuel et comme facteurs de standardisation le niveau de scolarité, l'expérience et le champ de spécialisation. Il mesure le niveau de bilinguisme sur une échelle variant de 30 à 100 et conclut que chaque point supplémentaire accroit le revenu de 27 % ce qui signifie que « la différence de salaire en pourcentage entre les bilingues et les moins compétents, c'est-à-dire ceux qui ont un score de 30, et les plus compétents (score : 100), est de 19 % (Sabourin, 238) ».




5 Cet auteur a donc exclu les individus d'origine chinoise, japonaise, indienne d'Amérique, noire, antillaise et autre et inconnue. [retour au texte]




Tableau II.6 Supplément net de revenu, en pourcentage, attribuable à chaque attribut linguistique, hommes et femmes, Québec, ayant reçu une formation universitaire, années diverses





CONCLUSION

La première conclusion qui se dégage de cette revue de la littérature sur le rendement des attributs linguistiques est que, même si le sujet a été largement étudié au cours des 10 dernières années, il n'est pas possible d'additionner les résultats des diverses études. En effet, comme il n'y a eu que peu de concertation entre les auteurs des diverses études, les sources des données varient de l'une à l'autre, et les définitions des groupes et des variables utilisées ne sont jamais tout à fait les mêmes. Ceci fait que la mesure du rendement des attributs linguistiques varie d'une étude à l'autre.

Cependant, la deuxième conclusion qui se dégage de ce texte vient atténuer en partie la première. En effet, malgré les divergences évoquées ci-haut, il y a, dans l'ensemble, convergence des résultats. Rappelons donc ces points de convergence. Pour les hommes du Québec :

  • les francophones ont un revenu inférieur à celui des anglophones;

  • les écarts de revenu entre anglophones bilingues et anglophones unilingues sont, à toutes fins pratiques, négligeables;

  • le revenu des francophones bilingues est inférieur à celui des anglophones bilingues.

En ce qui concerne les femmes, les résultats sont très variables d'une étude à l'autre et le seul résultat commun est que les francophones unilingues gagnent moins que les autres femmes.

De plus, dans les deux cas, on trouve que l'effet de la connaissance de la langue anglaise sur le revenu est d'autant plus fort que la communication orale ou écrite constitue une partie importante des tâches de l'individu et que le marché du secteur industriel où il travaille est surtout à l'extérieur du Québec.

Ainsi, au-delà des différences entre les études recensées ci-haut, il se dégage un ensemble de résultats sur l'incidence des attributs linguistiques sur le revenu. Cet ensemble de résultats contient en gros les hypothèses que l'application de la théorie économique à ce problème nous permet d'inférer. Il reste néanmoins vrai que ces études ne permettent pas de vérifier l'ensemble des hypothèses et que d'autres travaux dans ce domaine restent toujours d'actualité.






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