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Les effets de composition (2)

23 juin 2022

Effets de composition_2Je poursuis ici l’analyse que j’ai commencée dans mon précédent billet sur l’influence des effets de composition sur les données. Je vais tout d’abord présenter deux autres cas de données historiques touchées par des effets de composition, puis me pencherai sur des effets de composition qui sont ressortis lors de la pandémie de COVID-19.

Durée des emplois : On entend souvent dire qu’on change plus souvent d’emplois qu’avant, mais les personnes qui font cette affirmation évitent en général de fournir des sources à leur affirmation, ou se basent sur des données discutables, comme je l’ai montré dans ce billet que j’ai écrit en 2015 pour l’Institut de recherche et d’informations socioéconomiques (IRIS). Dans cet autre billet écrit pour l’IRIS, j’ai d’ailleurs présenté des données qui montraient l’inverse, soit qu’on change moins d’emplois qu’avant.

Dans ce billet, j’ai présenté entre autres un graphique basé sur les données du tableau 14-10-0051-01 de Statistique Canada qui montre que la durée de l’emploi (nombre de mois consécutifs chez un même employeur, mais pas nécessairement dans le même emploi) a au contraire augmenté depuis 1976, mais qu’il fallait se méfier, car cette donnée était le résultat de deux effets de composition, un basé sur le genre, l’autre sur l’âge. Comme ce deuxième graphique était dur à lire, car il y avait des données faibles (durée de l’emploi chez les 15 à 24 ans) et élevées (chez les 65 ans et plus), j’en ai produit un plus simple Effets de composition_2_1_duréequi montre en plus un autre paradoxe de Simpson! En effet, alors que la durée moyenne de l’emploi (15 ans et plus dans le graphique) a augmenté de 21 % entre 1977 et 2021, elle a au contraire diminué dans chacun des quatre groupes d’âge! On comprend que la moyenne a augmenté parce que la proportion de 65 ans et plus, qui a une durée moyenne de plus de 200 mois, a fortement augmenté (de 1,4 % à 4,0 % de l’emploi) et que la proportion de 15-24, qui a une durée moyenne d’environ 20 mois, a diminué tout aussi fortement (de 25,4 % à 13,1 %). Notons aussi que la proportion de 55-64 ans, avec leur durée de presque 200 mois, est passée de 9,0 % à 17,7 %.

Bon, j’ai triché un peu en faisant partir cette période en 1977 plutôt qu’en 1976, mais le résultat aurait été semblable, mais sans paradoxe de Simpson, car la durée de l’emploi pour les 65 ans et plus était bien plus faible en 1976 (216 mois) qu’au cours des années suivantes (237 en moyenne de 1977 à 1981), probablement en raison des fortes marges d’erreur de l’Enquête sur la population active (EPA), marges d’autant plus élevées que le nombre de personnes en emploi à ces âges est très faible. Cela dit, il y a aussi des effets de composition dans ces tranches d’âge, par exemple chez les 15 à 24 ans, qui, en raison de la forte hausse de la fréquentation scolaire, entrent maintenant à un âge plus avancé sur le marché du travail que dans les années 1970, ce qui fait diminuer leur durée moyenne d’emploi chez un même employeur. Notons en plus les effets de composition dus à la forte hausse du taux d’emploi des femmes entre des deux années (de 38 % à 57 %) qui a fait augmenter la proportion d’emploi chez les plus jeunes en début de période et, graduellement, dans les âges plus avancés. Ainsi, alors que la durée moyenne de l’emploi a augmenté de 8,0 % chez les hommes entre 1976 et 2021 (de 100,2 à 108,2 mois), elle a augmenté de 60,4 % chez les femmes (de 64,2 à 103,0 mois). Bref, cet indicateur n’est pas le meilleur pour déterminer si nous changeons plus souvent d’emploi qu’avant!

Âge moyen (ou médian) de la retraite : L’âge moyen de la retraite varie entre autres en fonction de l’évolution du nombre de personnes dans les tranches d’âge de plus de 55 ans et plus. Par exemple, quand les baby-boomers sont arrivées en masse à 55 ans, même si le pourcentage d’entre eux et elles qui prenaient leur retraite était faible, iels étaient tellement nombreux que cela faisait baisser l’âge moyen de la retraite. Il y a toutefois une autre méthode pour estimer l’âge moyen de la retraite, soit l’espérance de maintien en emploi, comme je l’ai expliqué dans ce billet.

Les effets de composition durant la pandémie

Comme je l’ai mentionné dans le billet précédent, les effets de composition ne dépendent pas que de la démographie, mais de nombreux autres facteurs. D’ailleurs, les effets de composition les plus importants au cours de la pandémie de COVID-19 n’ont pas été influencés par la démographie, mais par d’autres facteurs.

– la productivité : J’ai montré dans un billet relativement récent que la productivité du travail a fortement augmenté en 2020 (+6,7 %) pour diminuer d’un pourcentage un peu inférieur (-4,6 %) en 2021, deux variations record depuis au moins 1997, et que ces variations étaient dues à des effets de compositions de changements industriels et professionnels de l’emploi, Ce billet montrait aussi une hausse de la rémunération horaire moyenne de 12,0 % en 2020 et une baisse de 0,4 % en 2021 pour les mêmes raisons. Notons que la rémunération «inclut les salaires, les traitements et les cotisations sociales à la charge des employeurs des salariés, ainsi qu’une estimation du revenu d’emploi pour les travailleurs autonomes». Cela explique que le niveau et la variation de la rémunération horaire moyenne ne soient pas les mêmes que pour les salaires, sujet dont je vais parler ci-après.

– salaires horaires et hebdomadaires : Avec la poussée actuelle de l’inflation, la question des salaires a occupé beaucoup de place dans les médias dernièrement. Malheureusement, cette question a été selon moi abordée de façon inadéquate (euphémisme), même par les économistes qui en ont parlé, car ces personnes ont rarement abordé l’impact des effets de composition sur les données actuelles, ce que je dénonce depuis plusieurs mois en insistant sur l’importance de faire des comparaisons sur trois ans, soit avant le début de la pandémie, pour éviter ces effets de compositions. Mais, je ne suis pas seul, car Statistique Canada a publié le 3 juin un court document intitulé Désagrégation de la croissance des salaires : tendances et facteurs à considérer qui montre justement qu’il faut comparer les salaires sur trois ans! C’est ce document que je vais présenter ici.

À partir des données des tableaux 14-10-0306-01 (salaires horaires selon l’EPA) et 18-10-0004-01 (indice des prix à la consommation mensuel), les deux premiers graphiques de ce document montrent que si le salaire horaire moyen a augmenté de 3,3 % entre avril 2021 et 2022 par rapport à une inflation de 6,8 % (l’écart a été moins grand au Québec avec des hausses de 5,7 % et de 6,8 %), sa hausse sur trois ans, soit entre avril 2019 et 2022, fut 12,5 % par rapport à une inflation de 10,1 % (14,1 % et 10,6 % au Québec). Cela montre que, en fait, le salaire horaire moyen a augmenté bien plus que l’inflation depuis trois ans. Cela s’observe encore en mai, malgré la forte pousse de l’inflation : hausse de 3,9 % du salaire horaire entre mai 2021 et mai 2022 (6,9 % au Québec) par rapport à une inflation de 7,7 % (7,5 % au Québec), mais de 12,9 % sur trois ans (15,6 %) et une inflation de 11,2 % (11,5 %).

Effets de composition_2_2_salaire et inflationLe graphique ci-contre montre l’évolution annuelle des salaires horaires et de l’inflation au Canada et au Québec au cours de ces trois années. On peut voir que le salaire horaire moyen a très fortement augmenté dans ces deux territoires entre mai 2019 et avril 2020 (de 10,4 % au Canada et de 9,3 % au Québec), alors que l’inflation était négative (-0,4 % dans les deux territoires)! Entre mai 2020 et mai 2021, le salaire horaire a au contraire diminué (de 1,6 % au Canada et de 1,0 % au Québec), alors que l’inflation était beaucoup plus élevée (3,6 % et 4,1 %), Les deux derniers blocs montrent ces hausses que j’ai déjà présentées dans le paragraphe précédent.

Comment expliquer ces mouvements étranges? À la page 3 de son document, Statistique Canada explique ces variations étranges par «les changements dans la composition relative de l’emploi, des secteurs aux salaires plus bas aux secteurs aux salaires plus élevés». Elle montre par exemple que l’emploi a augmenté beaucoup entre avril 2019 et avril 2022 dans les industries qui offrent les salaires les plus élevés, comme les administrations publiques, les services professionnels, scientifiques et techniques, et la finance, assurance et services immobiliers, et a diminué dans ceux qui offrent les salaires les plus bas, comme les autres services et les services d’hébergement et de restauration. Cela va dans le même sens que la démonstration que j’ai faite dans mon billet sur la productivité. En fait, en plus de cet effet de composition, il y en a eu à l’intérieur de ces industries, à la fois selon les sous-industries (par exemple, l’emploi à l’intérieur des services professionnels, scientifiques et techniques a bien plus augmenté dans les services informatiques que dans la publicité et les autres services professionnels, scientifiques et techniques, comme je l’ai montré dans cet autre billet) et dans les professions (par exemple, quand les restaurants n’offraient que des livraisons, ils embauchaient des chef.fes et des cuisinier.ères mieux payé.es que des plongeur.euses ou des débarrasseur.euses dont ils n’avaient plus besoin; de même, quand les établissements d’enseignement fonctionnaient à distance, ils avaient moins besoin des employé.es les moins bien payés). Le document précise aussi de façon pertinente que les hausses du salaire moyen qui découlent de ces effets de composition se sont réalisées «indépendamment de tout changement dans la rémunération individuelle». Il faut en effet comprendre que chaque travailleur.euses québécois.es n’a pas bénéficié d’une hausse de 15,6 % entre mai 2019 et 2022, mais que cette hausse s’explique en grande partie des changements d’emplois de ces travailleurs de postes moins bien payés à des postes mieux payés, parfois après une formation professionnelle.

Effets de composition_2_3_salaire et inflation_2À la page 4, le document présente un graphique que je reproduis en grande partie ci-contre en ajoutant le salaire horaire selon l’Enquête sur l’emploi, la rémunération et les heures de travail (EERH), le salaire hebdomadaire selon l’EPA et les données pour le Québec. En plus des données des tableaux précédents de Statistique Canada, j’ai utilisé celles des tableaux 14-10-0326-01, 14-10-0205-01 et 14-10-0203-01. On peut voir que tous les salaires indiqués pour le Canada et le Québec, sauf les salaires horaires selon l’Enquête sur les postes vacants et les salaires (EPVS), ont connu une croissance supérieure à l’inflation entre mars 2019 et mars 2022. L’utilisation du mois de mars au lieu du mois d’avril comme précédemment, permet la comparaison avec les données de l’EERH dont les données pour avril ne seront publiées que le 24 juin (le lendemain de la publication de ce billet). Notons que les données de l’EPVS comparent les salaires offerts entre le premier trimestre de 2019 et le dernier de 2021 (étant donné que les données du premier trimestre de 2022 n’étaient pas encore publiées lorsque ce document a été publié), et que, aussi bien selon les données de l’EPA que de l’EERH, la hausse des salaires hebdomadaires fut plus élevée que celle des salaires horaires, ce qui montre une augmentation des heures travaillées moyennes entre mars 2019 et mars 2022, observation congruente avec le fait que l’emploi à temps plein a davantage augmenté que l’emploi à temps partiel dans ces deux territoires entre mars 2019 et 2022.

Le document conclut au sujet de la hausse inférieure à l’inflation des salaires de l’EPVS que cela «laisse penser que certains employeurs ont moins de latitude pour augmenter les niveaux de rémunération». Cette explication est insatisfaisante. Elle omet en fait d’autres effets de composition! Je vous assure que je ne fais pas exprès! Tout d’abord, la hausse du nombre de postes vacants fut plus forte, aussi bien au Québec qu’au Canada, dans les industries offrant les plus bas salaires comme les services d’hébergement et de restauration (qui a même ravi le premier rang à celle des soins de santé et assistance sociale entre ces deux trimestres) que dans celles offrant les salaires les plus élevés, comme les services publics. D’ailleurs, la moyenne non pondérée des hausses des salaires offerts a été bien plus élevée que la moyenne pondérée, soit de 11,9 % par rapport à 6,1 % au Québec et de 9,1 % par rapport à 5,3 % au Canada. Ensuite, la part des postes vacants pour lesquels les employeurs n’exigent aucune scolarité minimale (ceux dont les salaires offerts sont les plus bas) est passée de 30,3 % à 38,5 % au Québec et de 31,3 % à 38,3 % au Canada. À l’inverse, la part des postes vacants pour lesquels les employeurs exigent au moins un baccalauréat (ceux dont le salaire offert est le plus élevé) est passée de 14,0 % à 11,1 % au Québec et de 13,2 % à 11,6 % au Canada.

Comme les données de l’EPVS du premier trimestre de 2022 sont maintenant publiées (le 21 juin), j’ai refait l’exercice en comparant les données des premiers trimestres de 2019 et de 2022. Cet exercice est d’autant plus pertinent que les données sur les postes vacants ne sont pas désaisonnalisées et qu’il y a en plus des effets de composition saisonniers! On peut d’ailleurs voir sur le graphique ci-contre que la Effets de composition_2_3_salaire et inflation_2_2hausse des salaires selon l’EPVS est, avec ces données plus comparables, supérieure à l’inflation et d’un niveau beaucoup plus près de celui des autres sources! En plus, j’ai calculé que les deux effets de composition mentionnés dans le paragraphe précédent, c’est-à-dire la différence entre les moyennes des salaires par industrie pondérées et non pondérées, et la hausse de la part des postes vacants pour lesquels les employeurs n’exigent aucune scolarité minimale, se sont grandement réduits en utilisant les données du premier trimestre de 2022, passant dans ce dernier cas de 8,2 points à 3,7 pour le Québec et de 7,0 à 2,6 pour le Canada. Bref, il y a encore des effets de composition, mais de moindre ampleur, ce qui explique que la hausse soit tout de même encore plus faible pour les postes vacants que pour l’ensemble des emplois. Et cela invalide complètement l’explication de Statistique Canada («certains employeurs ont moins de latitude pour augmenter les niveaux de rémunération»).

Effets de composition_2_3_salaire et inflation_3Finalement, je vais commenter un graphique publié dans cet article de la revue Pivot, revue que j’aime bien et dont je suggère l’abonnement. Ce graphique, que je reproduis ci-contre, mais qui est beaucoup plus clair dans l’article, d’autant plus qu’il est interactif, porte l’économiste Katherine Scott à conclure que la pandémie semble avoir inversé la tendance à la diminution des écarts de salaires entre les hommes et les femmes. Pourtant, Statistique Canada a justement publié au début juin (le 10) un graphique avec un titre qui dit l’inverse «Le salaire horaire moyen augmente davantage chez les femmes que chez les hommes depuis 2018». En fait, le problème avec le graphique de Mme Scott est qu’il présente des hausses annuelles du salaire, sans tenir compte des effets de composition et des variations depuis le début de la pandémie. J’ai donc refait ce Effets de composition_2_3_salaire et inflation_4graphique (voir ci-contre) dans une forme qui tient compte des variations salariales des hommes et des femmes au Canada (il est semblable pour le Québec, un peu plus avantageux pour les femmes) depuis février 2019, car il s’agit du premier point de comparaison de son graphique (février 2020 sur février 2019), donc avec février 2019 comme niveau de référence (février 2019 = 100), et en ajoutant trois mois à celui de l’article.

On peut voir que la hausse du salaire horaire des femmes (ligne rouge) a été plus élevée que la hausse de celui des hommes (ligne bleue) en 2019 et surtout en 2020, mais que, tout en demeurant plus élevé, l’écart s’est réduit en 2021 et surtout au cours des premiers mois de 2022. La raison en est simple : la forte hausse de 2020, alors que l’inflation (ligne jaune) est demeurée assez stable, s’explique par la concentration des pertes d’emplois chez les travailleur.euses à bas salaires, proportionnellement plus nombreux.euses chez les femmes. Ce facteur explique aussi la baisse de la courbe vers la fin de 2020 et en 2021, alors qu’un bon nombre des emplois à bas salaires perdus en 2020 a été récupéré. Au bout du compte, le salaire horaire a augmenté davantage chez les femmes entre février 2019 et mai 2022 (de 17,1 %) que chez les hommes (13,3 %) et que l’inflation (12,9 %). Pour le Québec, ces taux furent de 19,9 % pour les femmes, 16,0 % pour les hommes et 13,4 % pour l’inflation. Cela dit, cette hausse pour les femmes n’est pas qu’une bonne nouvelle, car elle est le résultat du fait que les femmes, surtout à bas salaires, ont davantage perdu leur emploi durant la pandémie. Cela dit, l’emploi chez les femmes et les hommes a retrouvé son niveau d’emploi de février 2020, ayant même augmenté de 2,1 % chez les hommes et de 3,2 % chez les femmes entre ce mois et mai 2022. Au Québec, cette hausse fut de 0,5 % chez les hommes et de 0,7 % chez les femmes, hausses moins élevées que pour le Canada parce la population y a moins augmenté et y a vieilli plus fortement.

– un p’tit dernier :

Effets de composition_2_4_emploi_mèresLe graphique ci-contre, reproduit à partir du même article de la revue Pivot, montre que si l’emploi des mères en couple avec enfants de moins de 6 ans (ligne bleue) et de 6 à 12 ans (ligne verte) avait retrouvé son niveau de février 2020 en décembre 2021 (et non en février 2022 comme indiqué au-dessus du graphique), celui des mères célibataires (monoparentales, en fait) avec enfants de 6 à 12 ans (ligne jaune) lui était encore inférieur de plus de 10 % et celui des mères monoparentales avec enfants de moins de 6 ans (ligne rouge) de plus de 35 %. L’économiste Katherine Scott en conclut que cette absence de rattrapage est due à la «fermeture des écoles» et au fait que «femmes portent généralement le fardeau des tâches ménagères». Elle ajoute que les mères monoparentales «ont perdu leurs réseaux d’entraide et n’avaient souvent pas accès à des garderies. Elles se sont retrouvées sans options et sont restées prises dans un cercle vicieux qui les empêche de retrouver un emploi». Ces commentaires sont pertinents et expliquent sûrement la baisse des premiers mois, mais cela peut-il expliquer l’absence de reprise par la suite?

À l’aide de la source qui est indiquée au bas du graphique, le tableau 14-10-0397-01 de Statistique Canada, j’ai regardé de plus près ces données. En fait, je n’ai pas pu retrouver exactement les données de ce graphique (malgré de nombreux essais avec des variables un peu différentes offertes par ce tableau), mais une tendance similaire, même si un peu moins forte (baisse maximale de l’emploi de 36 % au lieu de 46 % et de 28 % en décembre 2021 plutôt que de 36 %). Mais, cela n’est pas vraiment important et je ne serais pas en train d’écrire sur ce sujet pour cette différence. J’ai surtout remarqué que ce n’est pas seulement l’emploi qui a baissé chez ces femmes, mais aussi leur population! J’ai produit deux autres graphiques avec le taux d’emploi et la variation en pourcentage de ce taux d’emploi, variable beaucoup plus pertinente que l’emploi qui, on le voit bien, peut varier pour toutes sortes de raisons, pas seulement en raison de pertes d’emplois.

Effets de composition_2_4_emploi_mères_2Le premier graphique montre tout d’abord que le taux d’emploi des mères monoparentales avec un enfant de moins de 6 ans (ligne rouge) est de loin le plus bas des quatre catégories de mères et que c’est celui des mères avec conjoint et enfant de 6 à 12 ans (ligne verte) qui est le plus élevé, quoique de très peu au départ. Les mères monoparentales avec un enfant de moins de 6 ans sont aussi celles qui ont subi le plus durement, et de loin, les premiers mois de la pandémie, ce qui montre la justesse des remarques de Mme Scott. Par contre, le graphique montre bien que leur situation s’est améliorée rapidement, leur taux d’emploi surpassant même celui de février 2020 en septembre 2020, probablement en raison d’une pause dans les confinements. La situation s’est de nouveau détériorée, mais moins, et leur taux d’emploi a surpassé une nouvelle fois son niveau de février 2020 à quelques reprises, dont en mai 2022.

Effets de composition_2_4_emploi_mères_3Pour mieux voir ce rattrapage, j’ai produit un autre graphique sur le modèle de celui de la revue, mais avec le taux d’emploi. Il permet de constater plus clairement que ce sont les deux catégories de mères monoparentales qui ont subi le plus durement la pandémie et qui ont pris le plus de temps pour retrouver leur taux d’emploi de départ, sauf en septembre 2020. Mais, on voit aussi que la baisse la plus forte chez celles avec des enfants de moins de cinq ans a atteint 25 %, baisse quand même beaucoup moins importante que celle de 36 % de l’emploi (ou de 46 % selon Mme Scott). Mais, surtout, on voit que la baisse n’était plus que de 4,1 % en décembre 2021, beaucoup moins forte que la baisse de l’emploi de 28 % que j’ai trouvée ou de 36 % observée par Mme Scott.

Comme mentionné auparavant ces écarts s’expliquent par un effet de composition, soit la forte baisse du nombre de femmes monoparentales avec des enfants de moins de 6 ans, baisse qui a atteint son niveau le plus élevé en août 2021 avec 30,5 % et qui était encore de 24,6 % en décembre 2021. Notons que le nombre de mères monoparentales avec un enfant de 6 à 12 ans a aussi diminué, mais environ deux à trois fois moins avec sa baisse maximale de 12,1 % justement en décembre 2021, ce qui explique la baisse soudaine de leur emploi ce mois-là, alors que leur taux d’emploi était un peu plus élevé qu’en février 2020 (79,7 % par rapport à 79,2 %).

Comment expliquer la baisse du nombre de ces mères? La réponse à cette question dépasse mes compétences, mais je peux quand même proposer quelques pistes de réflexion. Tout d’abord, il faut comprendre que ces populations ne sont pas fixes. Par exemple, le tiers des enfants ayant moins de 6 ans avait plus de 6 ans deux ans plus tard, mais cette situation n’est pas particulière à la pandémie et ne peut donc pas expliquer la baisse de leur nombre. Un certain nombre de ces mères peuvent avoir trouvé un autre conjoint ou même être retournées avec l’ancien et il est possible que cela se soit produit plus souvent durant la pandémie, surtout après une perte d’emploi. Cela dit, je pense que ce qui expliquerait le mieux cette baisse est que moins de mères se soient retrouvées monoparentales au cours de la pandémie, ce qui correspondrait aux observations de nombreuses responsables d’organismes de maison d’hébergement et ne serait finalement pas une explication bien plus positive que celle de Mme Scott sur la baisse de leur emploi. Mais, je le répète, je sors ici de mon domaine de compétence et j’ai peut-être omis d’autres hypothèses, dont simplement la baisse du nombre de naissances qui a atteint 5,5 % et 6,6 % aux troisième et quatrième trimestres de 2020 par rapport aux trimestres correspondants de 2019 et de 2,3 % en 2021, selon les données du tableau 17-10-0059-01 de Statistique Canada, baisses possiblement plus forte chez les femmes sans conjoints, mais je n’ai pas de données à ce sujet. Cela dit, il serait intéressant de creuser cette question.

Et alors…

On a vu dans ce deuxième billet que la pandémie a apporté son lot d’effets de composition, dont certains n’étaient pas de nature démographique, mais liés notamment aux changements structurels aussi bien dans les industries que dans les professions. Il est étonnant que, au cours de cette période où on parle beaucoup de l’inflation et de salaires, on n’en entende pas plus parler. Je n’ai lu qu’un article qui en parlait, soit cette chronique de Francis Vailles qui citait à cet effet l’économiste Stéfane Marion. C’est bien, mais il n’est pas allé assez loin à mon goût, ne parlant que des effets industriels, pas professionnels et ne parlant pas de l’impact de ces effets de composition sur le salaire moyen en 2020, impact qui est pourtant le plus éclatant. Mais bon, c’est déjà mieux que rien!

Mon objectif avec mes deux derniers billets est surtout d’allumer des lumières, de sensibiliser les personnes qui ont le courage de me lire à toujours se poser des questions quand elles trouvent des données étranges, et encore plus quand ces données vont dans le sens de leurs croyances. Je ne connais pas Katherine Scott, mais je m’imagine qu’elle a dû être un peu aveuglée par son biais de confirmation. Mais, qui n’a jamais péché dans ce sens lui lance la première pierre, ce ne sera pas moi!

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6 commentaires leave one →
  1. rancis Hébert-Bernier, journaliste de pivot permalink
    23 juin 2022 13 h 56 min

    Vraiment bonne critique de mes graphiques et des conclusions de Katherine Scott. Une lecture dont je sors grandi.

    J’aime

  2. 23 juin 2022 14 h 17 min

    @ Francis Hébert-Bernier

    Merci pour ce commentaire. Ce n’est jamais évident, en tout cas pour moi, de faire ce genre de critique, surtout pour des analyses produites par des gens que je respecte. Dans ce cas, j’ai surtout hésité à parler de biais de confirmation, mais c’est tellement courant et «normal» que je l’ai fait.

    J’ai longtemps insisté sur la différence entre les flux et les stocks (concept ici pertinent pour les mères monoparentales qui ne sont pas toujours les mêmes d’une année à l’autre, même quand leur nombre est stable, mais sans avoir de données pour connaître l’ampleur de ces flux), mais j’insistais moins sur les effets de composition, sauf à l’occasion, comme dans les exemples que j’ai donnés dans mes deux billets (immigration, vieillissement, données sur les jeunes, durée de l’emploi, etc.), le plus liés aux variations démographiques. Mais, je me suis aperçu qu’il fallait faire encore plus attention à ces effets sur les données depuis le début de la pandémie, le cas le plus flagrant étant du côté de l’évolution des salaires, mais aussi de l’emploi. Malheureusement, peu de gens, y compris des économistes, en sont vraiment conscients. D’où l’idée de rédiger ces deux billets.

    Je suis content que cette critique vous ai aidé. J’espère que Mme Scott la prendra aussi bien!

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