Chapitre 4. Liens familiaux : les effets du regroupement familial sur l’intégration des immigrés

Ce chapitre examine si les délais préalables au regroupement familial ont une incidence sur l’intégration à long terme des immigrés. Il tient non seulement compte du degré d’intégration des immigrés principaux, mais aussi de celui des conjoints venus les rejoindre. Il présente de nouvelles données empiriques pour divers pays de l’OCDE, et il étudie pour quelles raisons les délais préalables au regroupement familial pourraient avoir une incidence sur des indicateurs d’intégration tels que les salaires, l’emploi ou la maîtrise de la langue. Il analyse en outre les effets que l’âge à l’arrivée peut avoir sur l’intégration des enfants, tout comme le rôle joué par la présence des parents. Le chapitre conclut en mettant en lumière les leçons à tirer du point de vue des politiques de regroupement familial.

Cette activité a bénéficié du soutien du Ministère fédéral allemand de la Famille, des Personnes âgées, des Femmes et de la Jeunesse.

    

Les données statistiques concernant Israël sont fournies par et sous la responsabilité des autorités israéliennes compétentes. L’utilisation de ces données par l’OCDE est sans préjudice du statut des hauteurs du Golan, de Jérusalem Est et des colonies de peuplement israéliennes en Cisjordanie aux termes du droit international.

Introduction

Ce chapitre procède à un premier examen empirique des liens entre la présence de la famille et le degré d’intégration à long terme des immigrés dans les pays de l’OCDE. Il étudie tout d’abord comment la présence de leur conjoint ou d’un parent influe sur l’intégration des immigrés principaux, puis, dans un second temps, quels sont les effets exercés sur l’intégration de leurs conjoints et de leurs enfants par le délai écoulé avant leur arrivée. Les indicateurs d’intégration pris en considération incluent la situation au regard de l’emploi, le nombre d’heures travaillées, le niveau du salaire et la maîtrise de la langue du pays d’accueil. Hormis celles relatives aux immigrés arrivés alors qu’ils étaient enfants, toutes les analyses portent sur les personnes formant des couples mariés.

Un certain nombre de débats récents sur l’action des pouvoirs publics ont amené à s’interroger sur le rôle joué par le regroupement familial sur l’intégration. Cette question s’est en particulier posée lors de la formulation de la politique de regroupement familial dans le contexte de la vague de réfugiés de 2015/2016, mais aussi dans le cadre de l’intensification de la concurrence internationale pour attirer et retenir les travailleurs immigrés hautement qualifiés. Ce point présente plus généralement un intérêt pour la gestion des migrations familiales, principale filière d’immigration au sein des pays de l’OCDE. Les preuves quantitatives sont toutefois rares, en particulier en ce qui concerne les effets du délai écoulé avant l’arrivée du conjoint. Ce délai pourrait non seulement avoir une incidence sur l’intégration des immigrés principaux mais aussi sur celle de leurs conjoints.

Principaux résultats

• La très grande majorité des immigrés mariés vivent avec leur conjoint dans leur pays d’accueil. Le pourcentage d’immigrés dont le conjoint est absent demeure inférieur à 20 % dans presque tous les pays de l’OCDE et il diminue à mesure que la durée du séjour s’allonge.

• Les délais préalables au regroupement familial sont par contre fréquents dans les pays de l’OCDE : seuls 54 % des immigrés mariés sont arrivés la même année que leur conjoint. Les données empiriques sur les effets exercés par ces délais sur l’intégration sont quasiment inexistantes.

• Les données disponibles ne font apparaître aucune tendance claire concernant les migrants principaux. D’un côté, après avoir passé dix ans ou davantage dans le pays d’accueil, les migrants principaux dont le conjoint est arrivé après un certain délai perçoivent des salaires nettement moins élevés que leurs homologues en tous points comparables par ailleurs. Aux États-Unis, une année de délai supplémentaire est associée à des salaires de 3 % moins élevés. Dans les pays européens de l’OCDE, elle va de pair avec une moindre probabilité de bénéficier d’un salaire supérieur à la médiane. Cet état de fait pourrait être en partie dû aux salaires initiaux plus bas acceptés par les immigrés disposés à tout mettre en œuvre pour faire venir leur famille au plus vite. D’autres résultats n’en suggèrent pas moins que ces délais débouchent sur des niveaux de salaire plus bas, par exemple parce qu’ils diffèrent les investissements dans l’éducation.

• Par contre, les migrants principaux dont le conjoint arrive après un certain temps présentent des probabilités d’emploi légèrement plus élevées au bout de dix ans ou davantage. Le degré de maîtrise de la langue du pays d’accueil par les migrants principaux au bout de dix ans ou davantage ne paraît pas lié au délai écoulé avant l’arrivée du conjoint. Les migrants qui vivent avec leur conjoint présentent à peu près le même niveau de bien-être subjectif que les migrants qui vivent sans leur conjoint.

• Ces délais paraissent également avoir une incidence sur l’intégration du conjoint venu rejoindre l’immigré principal, surtout si ce conjoint est de sexe féminin. Dans les pays européens de l’OCDE et aux États-Unis, les conjoints dont l’arrivée n’intervient qu’après un certain temps montrent une maîtrise moindre de la langue au bout de cinq ans ou davantage dans le pays d’accueil. Dans les pays européens de l’OCDE et au Canada, ce délai est également associé à une moindre probabilité d’emploi.

• Les longs délais peuvent avoir de lourdes conséquences sur l’intégration des enfants issus de l’immigration. Une fois adultes, les enfants d’âge préscolaire au moment de leur arrivée peuvent faire preuve d’une bien meilleure intégration que les enfants d’âge scolaire à leur arrivée, que ce soit par leur niveau d’études, leur situation d’emploi, leur salaire ou surtout leur maîtrise de la langue du pays d’accueil.

• Dans les pays européens de l’OCDE et aux États-Unis, les immigrés dont les parents vivent au sein du foyer présentent une plus forte probabilité d’emploi et effectuent un plus grand nombre d’heures de travail, en particulier lorsqu’ils ont de jeunes enfants.

• Les données recueillies à la suite d’une réforme de la politique mise en œuvre en Allemagne montrent que l’imposition de certaines conditions, comme par exemple la nécessité pour les conjoints d’acquérir une maîtrise minimale de la langue avant leur arrivée, peut allonger sensiblement les délais préalables au regroupement familial. Bien que ces règles visent à assurer une bonne intégration des conjoints, les délais qu’elles causent peuvent porter atteinte à cet objectif.

Motivation et contexte

Les flux migratoires à destination des pays de l’OCDE présentent une importante dimension familiale : bon nombre de migrants principaux sont accompagnés de membres de leur famille à leur arrivée dans le pays d’accueil ou y sont rejoints par eux à une date ultérieure. Alors que le migrant principal dispose d’un permis de séjour à des fins d’emploi, pour études ou pour raisons humanitaires, les permis délivrés aux membres de sa famille leur sont accordés en vertu de leur lien de parenté avec le migrant principal, qui fait donc office de « parrain » (voir le Tableau 4.1 pour la terminologie). Si le migrant principal se marie à l’étranger alors qu’il réside dans le pays d’accueil, son nouveau conjoint peut être en droit de le rejoindre. Globalement, les admissions pour raisons familiales ont constitué ces dernières années la principale filière d’immigration dans les pays de l’OCDE, et le regroupement familial représente une part considérable de ce flux migratoire (Chaloff et Poeschel, 2017[1]).

L’importance du flux d’immigrés admis pour motifs familiaux, dont beaucoup n’arrivent qu’après un certain délai, pose la question de l’effet de ce processus du point de vue de l’intégration. Tel est en particulier le cas en ce qui concerne l’intégration des migrants principaux : comment leur intégration dans le pays d’accueil se trouve-t-elle affectée par la présence de leur famille et par les périodes initiales de séparation d’avec elle ? C’est par ailleurs tout aussi vrai pour l’intégration des immigrés admis pour motifs familiaux eux-mêmes : comment le délai préalable au regroupement familial affecte-t-il l’intégration des conjoints et des enfants parrainés ? Si de tels effets existent, persistent-ils à long terme ?

Tableau 4.1. Formes de migration pour raisons familiales
Sous-catégorie	Définition
Formation d’une famille	Un résident ayant ou non la nationalité du pays épouse un(e) étranger(e) et parraine cette personne pour qu’elle soit admise dans le pays ou qu’elle change de statut.
Famille accompagnante	Les membres de famille sont admis en même temps que le migrant principal.
Regroupement familial	Les membres de famille immigrent après l’arrivée du migrant principal qui parraine leur admission. Les liens familiaux précèdent l’arrivée du migrant principal.
Adoption internationale	Un résident ayant ou non la nationalité du pays adopte un enfant de nationalité étrangère résidant à l’étranger.

Les réponses apportées à ces questions pourraient aider à résoudre divers problèmes auxquels se heurte l’action publique. Dans les pays européens de l’OCDE, il n'est pas clair comment traiter un grand nombre de demandes de regroupement familial déposées par des réfugiés arrivés récemment. Ces parrains n’ont souvent pas encore les moyens de prendre en charge leur famille dans le pays de destination, mais ils peuvent être exonérés des exigences de revenu, eu égard à leur statut particulier. Les responsables de l’action publique de nombreux pays de l’OCDE se demandent en outre comment ils pourraient attirer et retenir les travailleurs immigrés hautement qualifiés. La possibilité pour les immigrés de faire venir leur famille sans attendre joue un rôle essentiel de ce point de vue – les programmes destinés aux travailleurs immigrés hautement qualifiés prévoient généralement l’application de règles particulièrement généreuses aux membres de leur famille. L’intégration des immigrés admis pour motifs familiaux se heurte souvent à des difficultés, et l’on ne sait pas encore avec certitude si le choix du moment de leur arrivée ou des conditions préalables en matière de maîtrise de la langue peuvent être un moyen d’améliorer leur intégration à long terme.

Malgré leur importance pour la politique d’immigration et d’intégration, les données empiriques relatives aux effets des migrations familiales sur l’intégration font largement défaut. Les rares études portant sur la question s’intéressent en règle générale à un aspect particulier plutôt qu’à l’effet global, et elles adoptent une approche qualitative fondée sur des échantillons très réduits, de sorte que leurs résultats ne peuvent être généralisés (voir plus bas pour une analyse des études publiées existantes). Les approches quantitatives couvrant plusieurs pays paraissent purement et simplement introuvables. Le manque de données disponibles contraste donc avec l’ampleur prise par les récents débats sur le regroupement familial.

Ce chapitre vise à tirer des premiers enseignements, essentiellement fondés sur de vastes séries de données couvrant la plupart des pays de l’OCDE (Encadré 4.1). Ces données incluent les migrants permanents et temporaires de toutes les catégories d’immigration. Ces enseignements pourraient certes être généralisables à l’ensemble des pays, mais ils doivent être maniés avec prudence : par manque de données, il n’est souvent pas possible de faire la différence entre les liens de causalité et les simples corrélations, ni d’étudier suffisamment d’autres explications possibles. Les analyses menées commencent par examiner comment le degré d’intégration d’un migrant principal varie en fonction du délai écoulé avant l’arrivée de son conjoint. Elles s’efforcent dans un second temps de déterminer l’effet de ce délai sur le degré d’intégration des conjoints et des enfants. Dans les deux cas, l’analyse ne porte que sur les immigrés mariés à un autre immigré (et ne tient donc pas compte des couples mixtes composés d’un immigré et d’une personne née dans le pays), et l’effet des délais préalables au regroupement familial est isolé des autres facteurs susceptibles d’avoir une incidence sur l’intégration des immigrés. La prochaine section présente tout d’abord quelques données descriptives obtenues dans ce contexte.

Encadré 4.1. Sources de données et sélection des échantillons

Les analyses principales s’appuient sur trois séries de microdonnées : l’enquête européenne sur les forces de travail pour la période 2010-2017 (et ses modules ad hoc de 2008 et 2014), l’American Community Survey 2013-2016, et le recensement canadien de 2016. Ces séries statistiques présentent certains avantages importants : elles offrent un grand nombre d’observations portant sur des années récentes, elles sont représentatives de l’ensemble de la population, elles incluent des données sur les divers membres des ménages, ainsi que des variables en rapport avec les migrations, et elles couvrent à elles trois de nombreux pays de l’OCDE. Il y a tout lieu d’espérer que ces données fournissent une base empirique suffisante pour estimer quels sont, pour l’ensemble des pays de l’OCDE, les effets exercés sur l’intégration des immigrés par la présence de leur famille. La notion de ménage joue un rôle essentiel dans la méthode d’estimation, car elle permet d’établir un lien entre les données des deux conjoints des couples mariés.

Les microdonnées de l’enquête européenne sur les forces de travail (EFT-UE) sont produites par Eurostat en fusionnant les données tirées des enquêtes sur les ménages des 28 États membres de l’UE et de trois des pays de l’AELE (Norvège, Suisse et Islande). Les analyses dans ce chapitre se contentent d’exclure les pays non membres de l’OCDE de ces données. Pour les personnes âgées de 15 ans et plus, les données incluent des variables telles que l’âge, le sexe, la situation matrimoniale, le niveau d’études, la situation au regard de l’emploi, le nombre d’heures travaillées, la nationalité, le pays de naissance et la durée du séjour dans le pays d’accueil. Les données sur les ménages sont (partiellement) manquantes pour la Finlande, l’Islande, la Norvège et la Suisse, de sorte que plusieurs analyses présentées dans ce chapitre ne peuvent inclure ces pays. Dans le cas de la Pologne, une part substantielle des données sur les immigrés a des valeurs manquantes.

De plus, les modules ad hoc sont liés aux variables de base de l’EFT-UE de l’année correspondante. Les modules ad hoc de 2008 et 2014 ont sur-échantillonné les immigrés et incluent des variables spécifiquement liées aux migrations, telles que le principal motif déclaré d’immigration (emploi, famille, études ou raisons humanitaires) ou le degré de maîtrise de la langue du pays d’accueil. Tous les États membres de l’UE et de l’AELE sont couverts, à l’exception de la Croatie et de l’Islande en 2008, ainsi que de l’Allemagne, du Danemark, de l’Irlande, de l’Islande et des Pays-Bas en 2014. Les analyses présentées dans ce chapitre ne peuvent s’appuyer sur les données de 2008 pour la Norvège et la Finlande, du fait de l’absence de certaines variables.

L’American Community Survey (ACS) est une enquête effectuée par le Bureau du recensement des États-Unis (US Census Bureau). Elle fournit tous les ans des données représentatives sur les États-Unis fondées sur un échantillon de plus de 3.5 millions de ménages. Elle couvre les variables déjà mentionnées dans le cas de l’EFT-UE, mais comporte également une variable détaillée sur les salaires. Les informations sur la durée de l'emploi ne sont disponibles dans aucune des deux bases de données. Les variables en rapport avec la migration dans l’ACS ont notamment trait à la maîtrise de l’anglais et à la langue parlée à la maison, alors qu’aucune information n’est disponible quant aux motifs de l’immigration ou à son type. Les variables dans l’ACS et l’EFT-UE se recoupent en grande partie, ce qui permet de mener des analyses largement parallèles dans ce chapitre.

Le recensement canadien de 2016 a été réalisé par Statistique Canada. Le fichier à usage public relatif aux particuliers contient des informations sur une fraction de 2.7 % de la population canadienne, issue d’un échantillon plus large couvrant un quart de la population. Outre les variables sociodémographiques déjà mentionnées pour l’EFT-UE, les données fournissent des informations sur le degré de maîtrise de l’une ou l’autre des langues officielles du Canada, la langue parlée à la maison, l’origine ethnique, l’âge au moment de l’immigration et le lieu de naissance des parents. La variable indiquant la catégorie d’immigration s’appuie sur les dossiers administratifs communiqués par Immigration, Réfugiés et Citoyenneté Canada, et permet d’établir une distinction entre les immigrés économiques, les immigrés admis pour motifs familiaux et les réfugiés. Étant donné que seules les données pour 2016 sont disponibles, la taille des échantillons est relativement réduite, de sorte que ce chapitre ne peut tirer que peu de conclusions pour le Canada.

Ce chapitre propose également des analyses supplémentaires s’appuyant sur le panel socioéconomique allemand (German Socio-Economic Panel – GSOEP) pour les années 1984-2016. Cette série de données inclut un certain nombre d’observations individuelles sur plusieurs années. Ces données longitudinales permettent d’isoler l’effet de la présence de la famille (variable dans le temps) du rôle des caractéristiques personnelles (invariable dans le temps) du parrain ou du conjoint, et en particulier des caractéristiques ou des comportements non observés ayant une incidence sur l’intégration. Cette série de données couvre également diverses variables en rapport avec l’immigration, telles que la langue parlée à la maison et les liens sociaux. La taille de l’échantillon annuel étant relativement réduite, toutes les données disponibles ont été regroupées, quelles que soient les années auxquelles elles correspondent.

La plupart des analyses présentées dans ce chapitre s’appuient sur des échantillons de conjoints immigrés appariés à partir des séries de données précédemment mentionnées. L’EFT-UE, l’ACS, le recensement canadien et le GSOEP recueillent des données sur tous les membres adultes (âgés de 15 ans ou plus) des ménages inclus dans l’échantillon. Un identifiant de ménage permet d’établir quelles sont les personnes vivant au sein d’un même ménage, et le lien qui les unit peut être déterminé grâce à d’autres variables. Ces liens entre les membres d’un même ménage permettent de constituer des séries de données associant les deux conjoints d’un couple marié, mais prenant également en considération les personnes mariées dont le conjoint n’est pas observé. Pour les analyses de régression, seuls les immigrés mariés à un autre immigré sont retenus. Étant donné que seule l'ACS contient l'année du mariage, il est souvent difficile de savoir si le couple de migrants était déjà marié à l'arrivée, et des approximations doivent être utilisées pour distinguer le regroupement familial de la formation d’une famille (voir Tableau 4.1 pour les définitions).

Pour les deux conjoints formant un couple d’immigrés, les séries de données incluent diverses variables démographiques et socioéconomiques. Lorsqu’un conjoint ne vit pas dans le même ménage, les données initialement disponibles ne fournissent généralement pas d’informations à son sujet, d’où des valeurs manquantes pour l’un des conjoints. Tel est le cas pour environ 4 % des observations relatives aux personnes mariées de la série de données établie à partir de l’ACS et pour 14 % des observations issues de l’EFT-UE. La personne mariée considérée à titre individuel constitue certes l’unité d’analyse adoptée tout au long de ce chapitre, mais la plupart des individus peuvent être en outre caractérisés par des informations relatives à leur conjoint.

Données descriptives relatives à la présence de la famille des immigrés

Cette section rend compte de l’ampleur de la présence des familles parmi les immigrés dans les pays de l’OCDE, elle fournit des estimations sur les délais préalables au regroupement familial et identifie certaines catégories de population pour lesquelles la séparation des membres de la famille semble particulièrement fréquente. Cette section est intégralement axée sur les immigrés mariés à un autre immigré. Pour près de 95 % des immigrés mariés, le conjoint se trouve présent au sein du même ménage (Graphique 4.1). Le pourcentage se situe dans une fourchette allant de 66 % en Lituanie et 81 % en Finlande à 98 % au Royaume-Uni.

La présence variable du conjoint selon les pays est vraisemblablement la conséquence de différents facteurs dont la contribution peut varier d’un pays à un autre. En premier lieu, la vague de réfugiés de 2015/2016 a eu pour effet qu’un grand nombre de migrants principaux sont arrivés dans certains pays sans leur conjoint. Deuxièmement, certains pays se caractérisent par une plus grande proportion d’immigrés internes à l’UE, qui sont plus souvent des immigrés temporaires et ont donc une moindre probabilité de faire venir leur famille auprès d’eux. Troisièmement, certains pays européens ont adopté ces dernières années des politiques restrictives en matière de regroupement familial, tel que documenté au chapitre 1.

Graphique 4.1. Immigrés mariés, selon que leur conjoint est présent ou non, 2013-17

Immigrés mariés âgés de 15 à 64 ans

Note : Les chiffres relatifs aux États-Unis concernent la période 2013-16, ils ne prennent en considération que les personnes déjà mariées au moment de leur arrivée, et seule peut être décelée en l’occurrence la présence des enfants de la famille âgés de moins de 18 ans. Les immigrés faisant partie de couples mixtes ne sont pas pris en considération, pas plus que les immigrés légalement séparés. Toutefois, les immigrés dans les couples mixtes dont le conjoint né dans le pays d’accueil est absent ne peuvent pas être exclus du dénominateur.

Source : Analyses du Secrétariat de l’OCDE sur la base de l’Enquête européenne sur les forces de travail (Eurostat), http://ec.europa.eu/eurostat/web/lfs/overview, de l’American Community Survey (U.S. Census Bureau), https://www.census.gov/programs-surveys/acs/about.html, et du Recensement du Canada de 2016 (Statistique Canada), https://www12.statcan.gc.ca/census-recensement/2016/dp-pd/index-fra.cfm.

 StatLink https://doi.org/10.1787/888933994491

Quelle que soit la durée du séjour, le Tableau 4.2 montre que, dans tous les pays de l’OCDE, moins de 20 % des immigrés mariés vivent séparés de leur conjoint. Ce pourcentage est inférieur à 10 % dans environ deux tiers des cas, et s’établit à 6 % en moyenne pour l’ensemble des pays de l’OCDE pour lesquels des données sont disponibles. Les pourcentages les plus faibles sont observés en Irlande et au Royaume-Uni (inférieurs à 4 %). Cependant, deux groupes de pays de l’OCDE se caractérisent en général par des pourcentages non négligeables d’immigrés mariés dont le conjoint est absent : certains pays d’Europe centrale et orientale (notamment la Lettonie, la Lituanie, la Pologne et la Slovénie) et trois pays nordiques (le Danemark, la Finlande et la Suède). En Finlande et en Suède, ce pourcentage élevé pourrait être lié au nombre relativement important de réfugiés arrivés récemment.

Dans l’ensemble des pays de l’OCDE, environ la moitié (54 %) des immigrés mariés sont arrivés dans le pays d’accueil la même année que leur conjoint (Tableau 4.2). Ce pourcentage présente un écart considérable entre les États-Unis (67 %) et les pays européens de l’OCDE (44 %). Le pourcentage élevé observé aux États-Unis s’explique en partie par le fait que seuls sont pris en considération les immigrés qui étaient déjà mariés au moment de leur arrivée, alors que cette restriction ne peut être appliquée dans le cas des pays européens de l’OCDE. Les immigrés mariés qui sont arrivés plus tôt que leur conjoint dans les pays de l’OCDE passent en moyenne quatre de leurs dix premières années dans le pays d’accueil sans leur conjoint. Ce délai moyen est un peu plus court aux États-Unis (3.3 ans) que dans les pays européens de l’OCDE (4.0 ans) et il va de 3 ans en Irlande à 5.5 ans en Grèce.

Le pourcentage des immigrés mariés dont le conjoint est absent est initialement important aux États-Unis (11 % pour une durée de séjour inférieure ou égale à un an), mais il tombe rapidement en dessous de 8 % à mesure que la durée du séjour s’allonge (partie A du Graphique 4.2). Pour les durées de séjour égales ou supérieures à 20 ans, seuls 4 % des immigrés mariés installés aux États-Unis ne vivent pas avec leur conjoint. Le pourcentage d’immigrés mariés (couples mixtes inclus en l’occurrence) ne vivant pas avec leur conjoint est relativement faible au Canada : initialement inférieur à 5 %, il diminue ensuite en fonction de la durée du séjour pour s’établir à 2 % pour une durée égale ou supérieure à 20 ans. Dans les pays européens de l’OCDE, le pourcentage correspondant reste plus élevé et se maintient dans une fourchette de 6 % à 10 %.

D’autres résultats reposant sur les mêmes données permettent de distinguer les couples d’immigrés mariés en fonction de leur région d’origine. Les pourcentages d’immigrés mariés ne vivant pas avec leur conjoint font apparaître un classement similaire pour les pays européens de l’OCDE et pour les États-Unis. Dans les pays européens de l’OCDE comme aux États-Unis, les conjoints sont plus souvent absents parmi les immigrés mariés venus d’Afrique (les pourcentages correspondants atteignant respectivement 11 % et 9 % des immigrés mariés). Ce résultat ne semble pas être dû aux durées de séjour comparativement plus courtes des immigrés venus d’Afrique. L’absence des conjoints est particulièrement rare parmi les immigrés mariés originaires d’Europe (4 % des immigrés européens installés aux États-Unis et 6 % des immigrés originaires des États membres de l’UE/AELE dans les pays européens de l’OCDE) et d’Asie (là encore, 4 % des immigrés asiatiques installés aux États-Unis et 6 % des immigrés asiatiques installés dans les pays européens de l’OCDE).

Tableau 4.2. Indicateurs de la présence du conjoint des immigrés, 2013-17
Immigrés mariés âgés de 15 à 64 ans
	Effectifs d'immigrés mariés (moyenne annuelle en milliers)	Part d'immigrés mariés dont le conjoint est absent (%)	Part d'immigrés mariés dont le conjoint est venu comme accompagnant (%)	Si pas accompagnant: années passées avec le conjoint au cours des dix premières
Allemagne	4732	7	55.4	3.6
Autriche	553	6.6	39.4	3.6
Belgique	493	10.7	42	4
Canada	2445	4.3
Danemark	111	16.9	44.3	3.9
Espagne	1904	6	31.8	4.4
Estonie	30	9.8	47.4	4.2
États-Unis	14347	4.6	66.7	3.3
Finlande	32	19.4
France	2103	5.7	37.5	4.4
Grèce	324	4.4	43.9	5.5
Hongrie	44	4.8	73	4.4
Irlande	222	3.7	57.3	3
Italie	2176	13	21.9	5.3
Lettonie	29	19	49.1	5.3
Lituanie	20	33.6	80.2	5.1
Luxembourg	82	10.6	61.8	3.9
Norvège	207		41.5	3.9
Pays-Bas	488	4.7	34.3	3.7
Portugal	128	9.8	39.1	4.3
République tchèque	76	6.9	72	4.1
Royaume-Uni	2962	1.8	50.2	3.1
Slovénie	67	15.2	13.3	4.9
Suède	410	16.1	37.4	4.7
Pays européens de l'OCDE	17201	7.2	43.6	4
OCDE (24)	51195	6.3	53.9	3.9
Note : Les chiffres relatifs aux États-Unis concernent la période 2013-16 et ne prennent en considération, dans les colonnes 3 et 4, que les personnes déjà mariées au moment de leur arrivée. Les chiffres pour le Canada correspondent à 2016. Les immigrés faisant partie de couples mixtes ne sont pas pris en considération, pas plus que les immigrés légalement séparés. Les chiffres de la colonne 2 sont légèrement surestimés du fait que les immigrés faisant partie de couples mixtes dont le conjoint né dans le pays est absent sont pris en compte. La colonne 3 est obtenue en prenant en considération les conjoints arrivés tous les deux au cours de la même année, et les cas où l'un des conjoints est absent ne sont pas inclus. Du fait du manque de données, pour les pays européens, les chiffres de la colonne 3 portent sur les immigrés dont la durée de séjour est inférieure ou égale à 10 ans. Dans le cas de la colonne 4, le délai est égal à la durée du séjour du conjoint observé lorsque l’autre conjoint est absent. Certains chiffres pour la Finlande et la Norvège ne peuvent être calculés en raison de données manquantes.
Source : Analyses du Secrétariat de l’OCDE sur la base de l’Enquête européenne sur les forces de travail (Eurostat), http://ec.europa.eu/eurostat/web/lfs/overview, de l’American Community Survey (U.S. Census Bureau), https://www.census.gov/programs-surveys/acs/about.html, et du Recensement du Canada de 2016 (Statistique Canada), https://www12.statcan.gc.ca/census-recensement/2016/dp-pd/index-fra.cfm.
StatLink https://doi.org/10.1787/888933994757

Les pays européens de l’OCDE et les États-Unis affichent des pourcentages très similaires d’immigrés mariés vivant avec leurs enfants (partie B du Graphique 4.2). Initialement, un peu plus de la moitié des immigrés mariés vivent avec leurs enfants, que ce soit dans les pays européens de l’OCDE ou aux États-Unis, puis ces taux augmentent ensuite régulièrement au fil du temps pour atteindre un pic lorsque la durée du séjour se situe entre 15 et 19 ans (il s’élève alors à respectivement 75 % et 80 %). Les pourcentages sont sensiblement plus faibles pour le Canada quelle que soit la durée du séjour, et ils n’ont guère tendance à augmenter au fil du temps.

Graphique 4.2. Présence des conjoints et des enfants des immigrés selon la durée du séjour, 2013-17

Immigrés mariés âgés de 15 à 64 ans

Note : Les chiffres relatifs aux États-Unis concernent la période 2013-16, ils ne prennent en considération que les personnes déjà mariées au moment de leur arrivée, et seule peut être décelée en l’occurrence la présence des enfants de la famille âgés de moins de 18 ans. Dans la partie A du graphique, la tendance initiale qui ressort de la série de données relatives aux pays européens de l’OCDE est vraisemblablement imputable à la taille réduite des échantillons ou à des effets de cohorte. La série de données pour le Canada inclut les immigrés appartenant à des couples mixtes.

Source : Analyses du Secrétariat de l’OCDE sur la base de l’Enquête européenne sur les forces de travail (Eurostat), http://ec.europa.eu/eurostat/web/lfs/overview, de l’Enquête sur la population active du Canada (Statistique Canada), https://www150.statcan.gc.ca/n1/fr/enquetes/3701, et de l’American Community Survey (U.S. Census Bureau), https://www.census.gov/programs-surveys/acs/about.html.

 StatLink https://doi.org/10.1787/888933994510

Les conjoints de sexe masculin tendent à arriver après un délai plus court que ceux de sexe féminin

La distribution des délais écoulés avant l’arrivée des conjoints fait apparaître des différences considérables entre les pays européens de l’OCDE et les États-Unis, ainsi qu’entre les conjoints selon qu’ils sont de sexe masculin ou féminin (Graphique 4.3). Aux États-Unis, 81 % des conjoints de sexe masculin et 61 % de ceux de sexe féminin arrivés dans un délai maximal de dix ans après leur conjoint sont arrivés en même temps que ce dernier. Les pourcentages correspondants sont sensiblement moins élevés dans les pays européens de l’OCDE, s’élevant respectivement à 67 % des conjoints de sexe masculin et seulement 39 % de ceux de sexe féminin. Au bout de la première année de délai, l’écart entre l’arrivée des conjoints de sexe masculin et ceux de sexe féminin s’estompe. De manière générale, les délais semblent souvent être plus longs dans les pays européens de l’OCDE qu’aux États-Unis.1

Graphique 4.3. Écarts entre les années d’arrivée des conjoints, 2013-17

Distribution des délais (jusqu’à 9 ans) pour les immigrés mariés âgés de 15 à 64 ans

Note : Les chiffres relatifs aux États-Unis concernent la période 2013-16 et ne prennent en considération que les personnes déjà mariées au moment de leur arrivée. Dans le cas des pays européens de l’OCDE, les chiffres portent sur les immigrés dont la durée du séjour n’est pas supérieure à dix ans. Les immigrés faisant partie de couples mixtes ne sont pas pris en considération. Les cas où le conjoint est absent ne sont pas non plus pris en compte.

Source : Analyses du Secrétariat de l’OCDE sur la base de l’Enquête européenne sur les forces de travail (Eurostat), http://ec.europa.eu/eurostat/web/lfs/overview, et de l’American Community Survey (U.S. Census Bureau), https://www.census.gov/programs-surveys/acs/about.html.

 StatLink https://doi.org/10.1787/888933994529

Examen des études publiées

Les études publiées existantes fournissent très peu de résultats quantitatifs sur les effets sur l’intégration exercés par la présence de la famille, sauf dans le cas d’un petit nombre d’études sociologiques prenant appui sur des échantillons de taille très réduite. D’autres travaux pertinents examinent comment la présence de la famille modifie le comportement des immigrés principaux, mais ils n’en quantifient pas pour autant les effets sur l’intégration. Il a dans le même temps été établi que la mesure de ces effets constitue une lacune dans les études publiées (voir Tate (2011[2]), Bonjour et Kraler (2015[3]), ainsi que Charsley et al. (2017[4])).

Un certain nombre d’études se sont penchées sur la séparation des familles dans le contexte des réfugiés. Miller et al. (2018[5]) ont mené une enquête auprès de 165 réfugiés réinstallés à Albuquerque, aux États-Unis. Les auteurs ont constaté que la séparation de la famille constitue une source majeure de stress, et ils ont mis en évidence ses liens étroits avec certains indicateurs de la santé mentale. Un rapport conjoint du Refugee Council et d’Oxfam (Beaton, Musgrave et Liebl, 2018[6]) fournit des données qualitatives sur le cas de 44 familles. Il donne à penser que les réfugiés qui se trouvent dans l’impossibilité de faire venir près d’eux les membres de leur famille souffrent de stress et d’anxiété, sont incapables de se concentrer sur les cours de langue, doivent assumer le poids des tâches familiales auparavant partagées, et développent parfois des problèmes de santé mentale. S’appuyant sur des données relatives à 113 réfugiés accueillis à Montréal, Rousseau, Mekki-Berrada et Moreau (2001[7]) parviennent à la conclusion que la séparation de la famille risque d’amplifier l’effet des traumatismes existants. En utilisant des données de panel sur les réfugiés en Allemagne, Walther et al. (2019[8]) ont constaté que la séparation des familles était associée à des niveaux de stress plus élevés et à des niveaux de bien-être inférieurs.

Mlati et Duarte (2005[9]) ont mené une enquête auprès de 50 bénéficiaires du statut de réfugié en France qui se trouvaient dans l’attente du résultat de procédures de regroupement familial. Ils indiquent que les réfugiés qui avaient déjà été rejoints par une partie de leur famille avaient une plus grande probabilité de tout mettre en œuvre pour s’intégrer que ceux qui n’avaient encore pu faire venir personne auprès d’eux. La méta-analyse, réalisée par Caplan (2007[10]), des études relatives aux immigrés latino-américains arrivés de fraîche date aux États-Unis fournit des données plus systématiques et ne se limite pas aux seuls réfugiés. Il en ressort que l’incapacité des immigrés de faire venir près d’eux leur famille constitue la source de stress la plus souvent citée. Cependant, aucune de ces études ne tente d’établir un lien entre les problèmes décrits et les indicateurs d’intégration.

Une évaluation réalisée par l'IRCC du Canada (2014[11]) a examiné le rôle des membres de la famille dans l'intégration au moyen d'une enquête auprès de 2 000 migrants qui ont parrainé des membres de leur famille entre 2007 et 2011. Parmi les enquêtés conjoints (ou partenaires), beaucoup ont indiqué que leur conjoint les avait aidés à s'établir au Canada (43 %) et à travailler plus d'heures (40 %) ; les deux tiers ont indiqué que le conjoint contribuait au revenu du ménage. Certains travaux se sont penchés sur la manière dont la présence ou l’absence de la famille pourrait influer sur le processus d’intégration. Gracia et Herrero (2004[12]) constatent de manière générale que le stress et la dépression compromettent l’intégration sociale. Lorsqu’elle constitue une source de stress, l’absence de la famille pourrait donc faire obstacle à l’intégration sociale de l’immigré. À l’inverse, la présence du conjoint, en particulier, pourrait réduire le niveau de stress et conférer une plus grande stabilité à la situation de l’immigré, par le biais d’une modification de ses comportements à risque (Muñoz-Laboy, Hirsch et Quispe-Lazaro, 2009[13]).

Olwig (2011[14]) indique que, dans le cas de la Scandinavie, les relations avec la famille aident considérablement les nouveaux immigrés et réfugiés à s’implanter, et les travaux disponibles sur le rôle joué par les réseaux d’immigrés parviennent à des conclusions similaires. Étant donné qu’une famille dispose d’une parentèle plus nombreuse et peut développer des réseaux plus étendus qu’une personne seule, il y a lieu d’en déduire un effet bénéfique. La vie de famille peut par elle-même élargir les réseaux des immigrés : Facchini et al. (2015[15]) constatent que la naissance d’un enfant, par exemple, accroît la probabilité que le parent immigré ait un ami né dans le pays d’accueil.

Un certain nombre d’études observent à l’inverse une corrélation entre des liens familiaux étroits et une plus faible participation à la vie de la société civile (Kim et Wilcox (2013[16]), ou encore Ginsborg (1995[17])). D’autres études n’en mettent pas moins en évidence une complémentarité entre des liens sociaux étroits et l’interaction avec l’ensemble de la société (Nannestad, Lind Haase Svendsen et Tinggaard Svendsen, 2008[18]). Bragg et Wong (2016[19]) font remarquer qu’un échec du regroupement familial pour des raisons réglementaires risque d’entamer le sentiment des immigrés de faire partie de la société du pays de destination.

Les conjoints pourraient en outre avoir une incidence sur le processus d’intégration au travers de leur contribution financière au ménage immigré. Kaida (2015[20]) constate que les femmes immigrées apportent une contribution non négligeable au revenu du ménage des immigrés arrivés à une date récente au Canada, surtout lorsqu’il s’agit de ménages à faible revenu. Le revenu du conjoint peut donc prévenir la pauvreté. Il peut également permettre aux immigrés de poursuivre une formation complémentaire (à plein temps ou à temps partiel) pour accéder à terme à un meilleur emploi (Boyd (1989[21]) et Creese, Dyck et McLaren (2008[22])). De la même manière, d’autres membres de la famille, tels que les parents des immigrés, peuvent aider à prendre soin des enfants, de sorte que les immigrés soient plus libres de travailler ou de suivre des cours (VanderPlaat et al., (2013[23])).

Lorsque les conjoints sont encore dans l’expectative de pouvoir se retrouver dans le pays de destination, leurs choix risquent d’être affectés par l’incertitude concernant la faisabilité d’un regroupement familial et la date où il pourrait éventuellement se produire, ainsi que par le sentiment de frustration généré par l’attente. Dans le cas des demandeurs d’asile, certaines publications récentes ont mis en évidence que les délais d’attente initiaux – pour que la procédure d’asile aboutisse ou pour être admis sur le marché du travail – peuvent avoir d’importantes conséquences sur leur intégration ultérieure (Hainmueller et al. (2016[24]), Marbach et al. (2018[25]), Brenzel et Kosyakova (2019[26])). Ces constatations pourraient également être valables pour les immigrés en attente d’un regroupement familial.

Défis de la mesure du rôle de la famille dans l'intégration

L’identification des effets de la présence de la famille sur l’intégration comporte de nombreuses difficultés et des risques de biais. Le biais peut aller dans un sens comme dans l’autre et aboutir à une surestimation ou à une sous-estimation des effets. Le Tableau 4.3 et le Tableau 4.4 recensent les problèmes de mesure et d’identification empirique des effets, ainsi que les solutions méthodologiques envisageables. L’endogénéité constitue un problème fréquent. Dans le contexte du regroupement familial, la corrélation entre une meilleure intégration et la présence du conjoint pourrait simplement signifier que seuls les immigrés bien intégrés sont autorisés à faire venir leur conjoint.

Tableau 4.3. Problèmes de mesure de l’effet estimé de la présence de la famille
Problème	Remède possible
La plupart des effets ne peuvent être observés qu'après un certain temps	Se concentrer sur les longues durées de séjour (10 ans et plus)
Des conjoints arrivant plus tard pourraient relever en réalité de la formation de nouvelles familles	Définir comme formation de famille après une certaine durée de séjour
Le migrant principal ne peut pas toujours être identifié	Se concentrer sur les immigrés arrivés avant leur famille
Les effets observés chez les conjoints sont l’effet combiné de leur présence et de leurs caractéristiques. Les caractéristiques des partenaires absents ne sont pas observées	Se concentrer sur les délais avant l’arrivée du conjoint plutôt que sur la présence ou l’absence du conjoint. Prendre en compte les caractéristiques observées des conjoints
Les paiements de prestations pour les membres de la famille peuvent réduire les incitations à l'emploi mais ne sont généralement pas observés	Prendre en compte la taille de la famille ou le nombre d'enfants
Les variables qui reflètent l'intégration sociale (telles que l'engagement communautaire, le bénévolat) font souvent défaut	Exploiter des bases de données spécifiques contenant ces informations

Si, par exemple, le regroupement familial dépend du niveau de revenu et des conditions de logement des migrants principaux, les mieux intégrés d’entre eux auront une plus grande probabilité de pouvoir faire venir leur famille. La corrélation qui s’ensuit entre la présence de la famille et une bonne intégration pourrait donc être à tort interprétée comme un effet positif exercé par la présence de la famille sur les résultats en termes d’intégration. Si, par contre, l’immigré finit par renoncer à son emploi après l’arrivée de sa famille du fait que son conjoint trouve un emploi, ce changement de comportement endogène apparaîtra comme un effet négatif de la présence de la famille sur les perspectives d’emploi. Du fait de ces problèmes d’endogénéité, les résultats d’une comparaison entre les immigrés dont le conjoint est présent et ceux dont le conjoint est absent doivent être interprétés avec prudence. Par ailleurs, comme seule une petite partie des immigrés mariés ne vit pas avec son conjoint, une telle sélection risquerait de ne pas être représentative.

Si les effets de la présence de la famille se manifestent peu à peu au fil du temps, il faudra les distinguer de la tendance observée dans l’ensemble des pays de l’OCDE, qui veut que l’intégration progresse lorsque la durée du séjour augmente (OCDE, 2016[27]). Il importe donc de veiller à ne pas confondre les effets de la présence de la famille avec ceux imputables à la durée du séjour. Cela a des implications pour la spécification de l'estimation économétrique (voir Encadré 4.2).

Tableau 4.4. Problèmes d’identification de l’effet estimé de la présence de la famille
Problème	Remède possible
La présence de la famille est endogène (I): certains permis de séjour confèrent ce droit immédiatement	Prendre en compte la catégorie de migration du migrant principal
La présence de la famille est endogène (II): une bonne intégration augmente les chances de réunir rapidement les conditions nécessaires au regroupement familial	Se concentrer sur les délais avant l’arrivée du conjoint plutôt que sur la présence ou l’absence du conjoint. Se concentrer sur les longues durées de séjour (10 ans et plus). Étudier le cas des réfugiés et des autres immigrés qui sont exemptés des conditions
Le comportement du migrant principal peut changer de manière endogène: une fois que les conditions nécessaires au regroupement familial sont réunies, il/elle peut se tourner vers le travail familial, consacrer plus de temps à la famille ou aux loisirs ou investir davantage dans l'éducation	Se concentrer sur les délais avant l’arrivée du conjoint plutôt que sur la présence ou l’absence du conjoint. Prendre en compte les changements de scolarisation, d’heures travaillées et de statut professionnel du conjoint
Les immigrés qui envisagent de rester seulement temporairement pourraient ne pas investir dans l'intégration et ne pas faire venir leur famille	Se concentrer sur les longues durées de séjour (10 ans et plus)
Ceux qui ne remplissent pas les conditions pour faire venir leur famille ont souvent tendance à repartir	Étudier le cas des réfugiés et des autres immigrés qui sont exemptés des conditions

Se concentrer sur les effets à long terme des délais d’attente avant l’arrivée du conjoint

Pour déterminer les effets des délais de regroupement familial sur les résultats du migrant principal au regard de l’emploi, les considérations exposées au Tableau 4.3 et au Tableau 4.4 incitent à se concentrer sur les effets à long terme. L’analyse ci-dessous établira donc un lien entre, d’une part, le nombre d’années écoulées entre l’arrivée du migrant principal et celle du conjoint et, d’autre part, le degré d’intégration observé au bout d’un séjour d’au moins cinq ou dix ans. Se concentrer sur les effets à long terme devrait limiter le biais imputable à l’endogénéité : s’il est vrai que le degré d’intégration à court terme peut souvent déterminer le délai d’attente avant que les membres de la famille de l’immigré n’arrivent, il n’est nullement certain que tel soit également le cas du degré d’intégration observé longtemps après l’arrivée de sa famille. Les liens entre le degré d’intégration à long terme et une présence de la famille dès les premières années du séjour pourraient bien indiquer que la situation de la famille au cours de cette période cruciale immédiatement ultérieure à l’arrivée de l’immigré a des conséquences à long terme sous l’angle de l’intégration. Il se pourrait par ailleurs que le degré d’intégration à long terme soit fonction du degré d’intégration à court terme. Les analyses ci-après s’efforceront de trancher entre ces deux possibilités en procédant à des estimations à l’aide de variables instrumentales.

Limiter l’analyse aux immigrés arrivés en premier permet de garantir que les effets estimés correspondent bien aux migrants principaux. En effet, dans ce contexte, les estimations peuvent être très variables selon qu’elles ne tiennent compte que des migrants principaux ou qu’elles prennent également en considération les membres de leur famille, puisque le degré d’intégration de ces derniers est en général bien moins favorable que celui des migrants principaux, même à long terme (Chaloff et Poeschel, 2017[1]). Étant donné que la plupart des séries de données n’indiquent pas qui est le migrant principal, ce chapitre considère comme migrants principaux ceux arrivés en premier. Lorsque les conjoints arrivent en même temps, on ne peut dire avec certitude lequel des deux est le migrant principal. C’est pourquoi l’analyse des effets d’une arrivée plus tardive du conjoint sur l’intégration des migrants principaux ne porte que sur les seuls immigrés arrivés en premier. L’analyse de ses effets sur les conjoints eux-mêmes ne concerne quant à elle que les seuls immigrés arrivés dans un second temps.

Les estimations paraissent par ailleurs beaucoup dépendre de l’ampleur de la prise en compte des cas de formation d’une famille (voir le Tableau 4.1 pour une définition). Afin de garantir que la grande majorité des cas pris en compte dans l’estimation correspondent au regroupement familial et non à la formation d’une famille, deux autres restrictions ont été apportées. La quasi-totalité des cas de regroupement familial devraient se produire peu d’années après l’arrivée du migrant principal, tandis que la formation d’une famille pourrait bien souvent n’intervenir qu’après que le migrant principal a déjà passé un certain nombre d’années dans le pays d’accueil. Afin de concentrer leur attention sur le regroupement familial, les analyses ci-dessous ne portent donc que sur les cas où l’arrivée du conjoint se produit dans un délai maximal de sept ans après celle du migrant principal. Les statistiques utilisées pour les États-Unis comportent par ailleurs des informations sur la situation matrimoniale des immigrés au moment de leur arrivée, ce qui permet de limiter ces analyses aux immigrés déjà mariés à leur arrivée.

Encadré 4.2. Méthodes d’estimation utilisées dans les analyses principales

Les analyses principales présentées étudient quels sont les effets des délais écoulés avant l’arrivée du conjoint, exprimés en nombre d’années, que ce soit sur les migrants principaux ou sur les conjoints eux-mêmes. Les méthodes d’estimation appliquées sont identiques, mais les variables prises en compte sont différentes. Les analyses axées sur les migrants principaux tiennent compte du délai écoulé avant l’arrivée du conjoint en tant que variable explicative, ainsi que des caractéristiques du migrant principal et de certaines caractéristiques du conjoint. Ces variables sont utilisées pour expliquer le degré d’intégration du migrant principal (la variable dépendante). Les analyses axées sur les conjoints tiennent compte du délai écoulé avant l’arrivée du conjoint lui-même, ainsi que des caractéristiques du conjoint et de certaines caractéristiques du migrant principal. Dans leur cas, c’est le degré d’intégration du conjoint qui constitue la variable dépendante.

Les variables explicatives relatives à l’autre personne composant le couple d’immigrés incluent généralement sa situation au regard de l’emploi, son niveau d’études et sa maîtrise de la langue du pays d'accueil (lorsque ces informations sont disponibles). Lors de l’étude du degré d’intégration de l’un des membres d’un couple d’immigrés, le degré d’intégration de l’autre conjoint est également pris en compte en tant que variable explicative. Le choix des variables explicatives est donc légèrement différent d’une analyse à l’autre.

Les analyses établissent donc un lien entre le degré d’intégration d’un immigré (la variable dépendante $Y_i$) et une série de variables décrivant l’immigré et son conjoint (les variables explicatives). Lorsque le degré d’intégration est mesuré par une variable binaire, comme c’est le cas de la situation au regard de l’emploi (égale à un si la personne a un travail et à zéro dans le cas contraire), les analyses de régression s’appuient sur un modèle de probabilité linéaire. Dans ce modèle, la probabilité que la variable dépendante soit égale à un est déterminée de manière linéaire par les variables explicatives :

$\mathrm{P}\mathrm{r}\left(Y_i=1\right|X_i)={\beta }_0+\mathrm{ }{\beta }_1{d}_i+X_i^{\mathrm{\text{'}}}{\beta }_2+Z_i^{\text{'}}{\beta }_3+{\gamma }_n+{\epsilon }_i$

Les variables explicatives incluent une constante assortie d’un coefficient ${\beta }_0$, la variable relative au délai écoulé $d_i$ assortie d’un coefficient ${\beta }_1$, un vecteur $X_i^{\text{'}}$ de variables liées à l’immigré i et un vecteur $Z_i^{\text{'}}$ de variables relatives au conjoint de l’immigré i. Le terme ${\epsilon }_i$ tient compte des perturbations aléatoires de la relation empirique, et les analyses portant sur les pays européens de l’OCDE incluent un effet fixe ${\gamma }_n$ pour chaque pays n, qui prend jusqu’à un certain point en considération les différences institutionnelles et la situation du marché du travail. Si le degré d’intégration est mesuré par une variable continue, telle que le salaire ou le nombre d’heures travaillées, les analyses de régression utilisent un modèle log linéaire comportant les mêmes variables explicatives :

$Y_i=\mathrm{e}\mathrm{x}\mathrm{p}({\beta }_0+\mathrm{ }{\beta }_1{d}_i+X_i^{\mathrm{\text{'}}}{\beta }_2+Z_i^{\text{'}}{\beta }_3+{\gamma }_n+{\epsilon }_i)$

Le modèle de probabilité linéaire est estimé à l’aide de la méthode des moindres carrés ordinaires, qui peut également être utilisée pour le modèle log linéaire une fois celui-ci linéarisé en prenant les logarithmes, de sorte que ${\mathrm{l}\mathrm{o}\mathrm{g}\mathrm{ }Y}_i$ devient alors la variable dépendante. Les résultats fournissent des estimations pour ${\beta }_0, {\beta }_1,{\beta }_2,\mathrm{ }{\beta }_3$ ainsi que pour ${\gamma }_n$. Dans ce chapitre, il y sera fait référence sous le terme d’effets ou relations estimés. Les estimations positives (négatives) impliquent une relation positive (négative) entre la variable dépendante et la variable explicative correspondante, après prise en compte de la relation entre la variable dépendante et les autres variables explicatives. Étant donné que des modèles linéaires et log linéaires sont utilisés pour toutes les estimations, celles-ci peuvent être aisément interprétées.

Chacune des variables explicatives liées par une forte corrélation peut simuler le rôle joué par les autres par rapport à la variable dépendante, de sorte que l’effet d’une variable explicative pourrait être imputé à une autre variable explicative. Il importe donc que le délai ne soit pas trop fortement corrélé aux autres variables explicatives. Le Tableau 4.5 montre la corrélation entre le nombre d’années passées sans la présence du conjoint et la durée du séjour. Bien que les analyses ne portent que sur les immigrés ayant une durée de séjour d’au moins dix ans (d’au moins cinq ans pour les conjoints arrivés dans un second temps), une forte corrélation n’en peut pas moins subsister, surtout dans le cas des femmes immigrées mariées.

C’est pourquoi les analyses relatives aux migrants principaux et aux conjoints ne tiennent pas compte de la durée du séjour sous la forme d’une unique variable continue mais sous celle d’une série d’effets fixes pour chaque valeur prise par la durée du séjour. Cette manière de prendre en compte la durée du séjour évite le problème posé par la forte corrélation entre les variables explicatives. Elle garantit en outre que la procédure d’estimation compare des observations associées à une même valeur de durée du séjour. Cette méthode élémentaire d’appariement permet donc de mieux isoler les résultats des estimations pour les distinguer des effets exercés par la durée du séjour. Cependant, la quasi-totalité des résultats rapportés issus des analyses principales s’avèrent très similaires à ceux obtenus par les régressions où la durée du séjour revêt simplement la forme d’une variable continue. Dans ces régressions, le coefficient correspondant à la durée du séjour est presque toujours statistiquement significatif et indique que le degré d’intégration tend à s’améliorer à mesure que la durée du séjour s’allonge.

Tableau 4.5. Corrélation entre la durée du séjour et le nombre d’années écoulées avant l’arrivée du conjoint
Coefficients de corrélation pour les immigrés mariés arrivés en premier âgés de 15 à 64 ans, après 10 ans et plus de séjour
	Enquête européenne sur les forces de travail (2013-2017)	Enquête européenne sur les forces de travail (modules ad-hoc 2008/2014)	American Community Survey (2013-2016)	Recensement du Canada (2016)
Total	0.72	0.60	0.14	0.57
Hommes	0.55	0.55	0.09	0.57
Femmes	0.81	0.67	0.21	0.56
Source : Analyses du Secrétariat de l’OCDE sur la base de l’enquête européenne sur les forces de travail (Eurostat), http://ec.europa.eu/eurostat/web/lfs/overview, des modules ad hoc de 2008 et de 2014 de l’Enquête européenne sur les forces de travail (Eurostat), relatifs à la situation des immigrés et de leurs descendants directs sur le marché du travail, http://ec.europa.eu/eurostat/statistics-explained/index.php/EU_labour_force_survey_-_ad_hoc_modules, de l’American Community Survey (U.S. Census Bureau), https://www.census.gov/programs-surveys/acs/about.html, et du Recensement du Canada de 2016 (Statistique Canada), https://www12.statcan.gc.ca/census-recensement/2016/dp-pd/index-fra.cfm.
StatLink https://doi.org/10.1787/888933994776

Le rôle joué par les conjoints dans l’intégration à long terme

Cette section présente les résultats empiriques concernant la manière dont les migrants principaux peuvent être affectés par les délais écoulés avant l’arrivée du conjoint. L’Encadré 4.2 ci-dessus décrit les méthodes d’estimation, qui s’appuient sur des microdonnées issues d’enquêtes de grande ampleur (Encadré 4.1). Les estimations de cette section tiennent compte d’une série de caractéristiques individuelles, dont l’âge, le sexe, le niveau d’études, la durée du séjour et la région d’origine. Elles sont non seulement prises en considération dans le cas du migrant principal mais aussi dans celui de son conjoint, de sorte que l’effet estimé des délais écoulés avant l’arrivée du conjoint ne dépende pas des caractéristiques du conjoint. Cet effet devrait plutôt être une manifestation de certains aspects non observés et difficiles à mesurer qui pourraient être associés à la présence du conjoint : la stabilité, le fait de pouvoir compter l’un sur l’autre et de partager les charges pesant sur les épaules de chacun, la propension à faire des projets à long terme et à investir, une attitude propice à la communication et aux activités du couple, une évolution de l’intensité de travail, des variations du degré de bien-être émotionnel, etc. Afin de garantir que la présence du conjoint n’est pas confondue avec une plus grande probabilité que les enfants soient présents, des variables distinctes portant sur la présence d’enfants (jeunes) sont toujours prises en compte. Afin d’axer l’analyse sur les cas de regroupement familial plutôt que sur ceux de formation d’une famille, seuls les délais inférieurs ou égaux à sept ans sont pris en considération.

Le délai écoulé avant l’arrivée du conjoint va de pair avec des salaires à long terme moins élevés pour le migrant principal

Les salaires des immigrés peuvent être un indicateur particulièrement révélateur de leur degré d’intégration : les salaires obtenus peuvent augmenter au fil du temps grâce à une plus grande expérience, à un effort de formation et à une meilleure adéquation entre les compétences des immigrés et celles exigées par leur emploi. Les salaires peuvent donc mieux rendre compte du degré d’intégration à long terme que d’autres indicateurs de nature plus transitoire. La partie A du Graphique 4.4 montre les effets estimés exercés par les délais écoulés avant l’arrivée du conjoint sur le salaire brut reçu par le migrant principal après avoir passé au moins dix ans aux États-Unis. Les résultats suggèrent que chaque année supplémentaire écoulée avant l’arrivée du conjoint est associée à un salaire à long terme de 3 % moins élevé pour le migrant principal. L’effet estimé est similaire pour les migrants principaux de sexe masculin comme pour ceux de sexe féminin. Cet effet significatif sur les salaires est probablement la conséquence de divers facteurs dont il sera question plus loin.

Les données relatives aux pays européens de l’OCDE fournissent des informations sur les salaires nets, mais uniquement pour ce qui est du décile de la distribution des salaires atteint. L’analyse portant sur les pays européens de l’OCDE examine donc la probabilité que l’immigré principal bénéficie d’un salaire net supérieur au salaire net médian, après avoir passé au moins dix ans dans le pays d’accueil. Comme le montre la partie B du Graphique 4.4, cette probabilité diminue de 1.5 point de pourcentage pour chaque année écoulée avant l’arrivée du conjoint. Ce résultat est essentiellement imputable aux migrants principaux de sexe masculin, pour lesquels une baisse de la même ampleur est observée. Par contre, le nombre d’années écoulées avant l’arrivée du conjoint ne semble guère modifier cette probabilité dans le cas des migrants principaux de sexe féminin.

Étant donné que les salaires ne sont pas mesurés selon la même méthode dans la partie A et dans la partie B du Graphique 4.4, les résultats ne sont pas directement comparables. En particulier, les estimations de la partie B ne signifient pas nécessairement que l’effet soit plus faible dans les pays européens de l’OCDE : dans cette analyse, seules sont prises en compte les variations des salaires faisant passer leur montant au-dessus du niveau salaire médian, les autres variations le long de la distribution des salaires étant négligées. Dans le cas du Canada, le recensement de 2016 fournit des informations sur les niveaux de salaire (arrondis). L’effet estimé obtenu sur la base de ces données est toutefois trop petit pour être statistiquement significatif.

Graphique 4.4. Estimation des effets à long terme du délai écoulé avant l’arrivée du conjoint sur le salaire du migrant principal, 2010-17

Immigrés mariés premiers arrivés du couple âgés de 15 à 64 ans et en emploi, après au moins 10 ans de séjour

Note : Tous les résultats rapportés sont statistiquement significatifs au seuil de 5 %. Les chiffres relatifs aux États-Unis concernent la période 2013-16 et ne prennent en considération que les personnes déjà mariées au moment de leur arrivée. Les immigrés faisant partie de couples mixtes ne sont pas pris en considération. Faute d’informations sur les salaires, la Norvège et la Suède ne sont pas prises en compte dans la partie B.

Source : Analyses du Secrétariat de l’OCDE sur la base de l’Enquête européenne sur les forces de travail (Eurostat), http://ec.europa.eu/eurostat/web/lfs/overview, et de l’American Community Survey (U.S. Census Bureau), https://www.census.gov/programs-surveys/acs/about.html.

 StatLink https://doi.org/10.1787/888933994548

Les résultats du Graphique 4.4 pourraient s’expliquer par le comportement du migrant principal après l’arrivée du conjoint. Tant qu’ils n’ont pas la certitude que leur conjoint et leur famille pourront les rejoindre, les migrants principaux ne peuvent pas compter s’implanter durablement dans le pays d’accueil. Leurs incitations à procéder à des investissements spécifiquement liés au pays d’accueil risquent d’en être amoindries. Ces investissements peuvent viser à obtenir des qualifications formelles supplémentaires, la reconnaissance des qualifications acquises à l’étranger, ou une expérience professionnelle dans un domaine particulier, autant d’éléments susceptibles d’accroître leur salaire à long terme. Une fois le conjoint arrivé, les migrants principaux pourraient non seulement être davantage incités à procéder à de tels investissements, mais le conjoint pourrait en outre les aider à les effectuer. Ce phénomène, connu sous le nom d’hypothèse de l’investissement familial, a été bien mis en évidence par les études publiées (voir, par exemple, Long (1990[28]), ou encore Cobb-Clark et Crossley (2004[29])).

Cependant, les résultats du Graphique 4.4 pourraient tout aussi bien s’expliquer par un délai préalable à l’arrivée du conjoint imputable à la faiblesse du salaire du migrant principal. La législation dans un certain nombre de pays de l’OCDE subordonne le regroupement familial à la condition que le migrant principal dispose d’un revenu suffisamment élevé, ou au fait d’appartenir à une catégorie de migration spécifique (voir le tableau A.1 dans OCDE (2017[30])). Les migrants principaux qui ont initialement des salaires bas ou qui sont arrivés en tant que migrants temporaires peuvent donc être confrontés à des obstacles plus importants en matière de regroupement familial. Les migrants principaux qui ne sont pas contraints par la législation pourraient également choisir de leur propre chef de ne faire venir leur conjoint dans le pays d’accueil qu’après avoir atteint un certain niveau de revenu, puisqu’il leur faudra souvent subvenir à ses besoins, au moins dans un premier temps. Avec des salaires initiaux élevés, les immigrés pourraient également décider plus tôt de rester et ainsi faire venir leur famille plus rapidement. Dans la mesure où il existe une corrélation entre les niveaux de salaire observés au fil du temps, il pourrait en résulter un lien empirique entre les délais écoulés avant l’arrivée du conjoint et le fait que le salaire à long terme du migrant principal soit moins élevé.

D’autres analyses tendent à mettre en évidence un effet causal sur le salaire du migrant principal

Pour trancher entre ces deux explications concurrentes, il y a lieu de faire appel à des techniques permettant de résoudre le problème de l’endogénéité en déterminant dans quel sens il convient d’interpréter une corrélation donnée. L’estimation pour les États-Unis est recalculée en ayant recours à une variable instrumentale pour le délai écoulé avant l’arrivée du conjoint. Cette estimation examine le lien entre le salaire du migrant principal et une variable instrumentale liée au délai écoulé avant l’arrivée du conjoint mais non affectée par le salaire (et donc non endogène). Si le lien constaté est significatif, il est fort probable que le délai écoulé avant l’arrivée du conjoint soit à l’origine de la variation enregistrée par le salaire du migrant principal, et non l’inverse.

La même série de données comporte une variable instrumentale appropriée pour le délai écoulé avant l’arrivée du conjoint : la situation de handicap du conjoint est empiriquement liée au délai écoulé avant son arrivée tout en étant totalement indépendante du salaire du migrant principal2. Il apparaît que les conjoints en situation de handicap se caractérisent par des délais plus longs avant leur arrivée, ce qui pourrait être dû à la nécessité de prendre de plus amples dispositions avant qu’un changement de lieu de résidence puisse être envisagé, concernant par exemple l’aménagement du nouveau logement ou les problèmes d’assurance-maladie. Il semble également plausible que la situation de handicap du conjoint n'affecte pas directement le salaire du migrant principal, mais seulement indirectement en retardant l'arrivée du conjoint.

L’estimation de la variable instrumentale aboutit à un résultat statistiquement significatif pour ce qui est de la situation de handicap du conjoint (au seuil de signification de 5 %). Cette estimation suggère que le délai écoulé avant l’arrivée du conjoint a un effet causal sur le salaire du migrant principal, qui s’en trouve réduit d’environ 9 %. Cet effet estimé est plus important qu’au Graphique 4.4, en partie parce que la situation de handicap constitue une variable binaire, de sorte que son effet correspond de fait à l’impact cumulé de plusieurs années de délai3. Dans l’ensemble, cette estimation tend à démontrer que le délai écoulé avant l’arrivée du conjoint entraîne une diminution sensible du salaire du migrant principal.

Les estimations mettent en évidence des effets à long terme positifs mais limités sur la probabilité d’emploi du migrant principal

Le Graphique 4.5 fournit une estimation des effets exercés par les délais écoulés avant l’arrivée du conjoint sur l’emploi du migrant principal après un séjour d’au moins dix ans dans le pays d’accueil. Les résultats pour les pays européens de l’OCDE, les États-Unis et le Canada suggèrent tous qu’une année de délai supplémentaire va de pair avec une légère augmentation de la probabilité d’emploi du migrant principal, d’un point de pourcentage ou moins en moyenne. Un certain nombre de raisons peuvent expliquer ces estimations systématiquement positives. Les migrants principaux qui se retrouvent dans le pays d’accueil sans leur conjoint peuvent souvent porter tous leurs efforts sur le travail, ce qui pourrait être le fruit d’un choix ou de la nécessité de gagner de quoi vivre et préparer l’arrivée des autres membres de leur famille. Cette priorité initiale accordée à l’emploi pourrait avoir des effets à long terme sur l’employabilité des migrants principaux comme sur leur engagement sur le marché du travail, au nombre desquels les effets à long terme indiqués au Graphique 4.5. Les effets à long terme pourraient être particulièrement marqués pour les catégories de migrants principaux dont le taux d’activité est en général relativement faible, de sorte que l’acquisition d’une certaine expérience professionnelle dans le pays d’accueil a pour eux des répercussions relativement importantes. Cette interprétation cadre avec l’effet plus marqué estimé pour les femmes aux États-Unis.

Graphique 4.5. Estimation des effets à long terme des délais écoulés avant l’arrivée du conjoint sur la probabilité d’emploi du migrant principal, 2010-17

Immigrés mariés premiers arrivés du couple âgés de 15 à 64 ans et en emploi, après au moins 10 ans de séjour

Note : Les résultats rapportés sont statistiquement significatifs au seuil de 5 %, sauf ceux pour la catégorie « tous » aux États-Unis et dans les pays européens de l’OCDE (pour lesquels le seuil de significativité est de 10 %), et celui pour les « hommes » au Canada. Les chiffres relatifs aux États-Unis concernent la période 2013-16 et ne prennent en considération que les personnes déjà mariées au moment de leur arrivée. Les chiffres relatifs au Canada correspondent à 2016. Les immigrés faisant partie de couples mixtes ne sont pas pris en considération.

Source : Analyses du Secrétariat de l’OCDE sur la base de l’Enquête européenne sur les forces de travail (Eurostat), http://ec.europa.eu/eurostat/web/lfs/overview, de l’American Community Survey (U.S. Census Bureau), https://www.census.gov/programs-surveys/acs/about.html, et du recensement canadien de 2016 (Statistique Canada), https://www12.statcan.gc.ca/census-recensement/2016/dp-pd/index-fra.cfm.

 StatLink https://doi.org/10.1787/888933994567

Les résultats du Graphique 4.5 pourraient également s’expliquer par le comportement des immigrés venus prioritairement dans les pays de l’OCDE pour y travailler, et pour lesquels le regroupement familial ne revêt pas une aussi grande importance. Tel est notamment le cas des travailleurs immigrés qui ne comptent rester qu’un temps limité et décident donc dans un premier stade de ne pas exercer leur droit au regroupement familial. Ils pourraient n’entamer des démarches en vue du regroupement familial que si leur séjour se prolonge. De même, les immigrés arrivés de manière irrégulière ne bénéficient pas du droit au regroupement familial, mais pourraient l’obtenir après régularisation de leur situation dans le pays d’accueil. Aussi les migrations initialement motivées par des raisons professionnelles pourraient-elles être empiriquement liées à des délais de regroupement familial relativement longs.

Étant donné que la probabilité d’emploi des migrants principaux est en général élevée, l’ordre de grandeur des effets estimés au Graphique 4.5 se révèle dans l’ensemble limité, sauf dans le cas des femmes aux États-Unis. La situation au regard de l’emploi à un moment donné ne rend pas nécessairement bien compte du degré d’intégration à long terme des immigrés – ils pourraient être provisoirement sans emploi pour diverses raisons, allant depuis une conjoncture économique défavorable jusqu’à des circonstances individuelles non observées. Les délais avant l’arrivée du conjoint enregistrés au début du séjour dans le pays d’accueil ne devraient donc avoir que des effets assez réduits sur la situation des migrants principaux au regard de l’emploi au bout de dix ans ou davantage. Le nombre d’heures hebdomadaires travaillées, qui constitue un indicateur de l’intensité de l’emploi, a également été pris en considération. Cependant, aucun résultat statistiquement significatif n’a été obtenu pour cette variable. Cela pourrait être dû au fait que le nombre d’heures travaillées tend à enregistrer de plus fortes variations que la situation au regard de l’emploi, d’où un lien empirique encore plus lâche avec les délais écoulés avant l’arrivée du conjoint.

Encadré 4.3. Bien-être des migrants principaux dont le conjoint est absent

L’impact exercé sur le bien-être du migrant principal par l’absence du conjoint constitue une question importante qui ne peut être résolue en s’appuyant sur les principales sources de données (voir l’Encadré 4.1). Comme indiqué lors de l’examen des études publiées existantes, on suspecte souvent que l’absence du conjoint constitue une source de stress et de souffrance pour les migrants principaux, à tel point que leur intégration pourrait s’en trouver compromise. L’Enquête mondiale Gallup fournit une série de variables permettant d’évaluer le degré de bien-être individuel. L’échantillon se limite aux immigrés mariés présents dans les pays de l’OCDE, et les migrants principaux dont le conjoint est absent sont considérés comme des immigrés mariés vivant seuls (leur ménage étant composé d’une seule personne). Malgré ces restrictions, pour la plupart des variables, la taille des échantillons demeure considérablement plus importante que dans les études publiées existantes.

Le Tableau 4.6 montre les écarts entre les diverses mesures du bien-être selon qu’elles portent uniquement sur les migrants principaux dont le conjoint est absent ou sur l’ensemble des immigrés mariés présent dans les pays de l’OCDE. La plupart des résultats sont très similaires pour les deux groupes. Ils font notamment apparaître une incidence identique du stress. Les migrants principaux dont le conjoint est absent paraissent seulement un peu moins optimistes face à l’avenir. Dans l’ensemble, ces constatations portent à croire que le bien-être des immigrés n’est pas affecté par l’absence de leur conjoint. Il paraît certes vraisemblable que les demandeurs d’asile et les réfugiés dont le conjoint se trouve encore dans la zone de conflit ressentent du stress et de l’angoisse (Miller et al., 2018[5] ; Walther et al., 2019[8]), mais il se peut que ce groupe ne soit pas bien couvert par les données, ou qu’il soit trop peu nombreux pour infléchir la moyenne.

Tableau 4.6. Bien-être des immigrés principaux en fonction de la présence du conjoint, 2009-18
Immigrés mariés résidant dans les pays de l'OCDE (tous âges)
Affirmation	S'applique et conjoint absent	S'applique et conjoint présent	Nombre total de réponses oui ou non (absent/présent)
Bien-être (indice <30)	11%	10%	440/14897
Bien-être la veille (indice >50)	79%	79%	440/14897
Attitude positive (indice <30)	41%	39%	444/15289
Attitude optimiste (indice >50)	41%	45%	444/15289
A fait face à des moments de stress la veille	35%	35%	438/14833
A connu un moment heureux la veille	79%	78%	218/6804
Santé personnelle (indice <30)	12%	9%	440/14897
Problèmes de santé comparables aux personnes du même âge	25%	22%	432/14691
Satisfait de son état de santé	81%	81%	179/5432
Note : Les réponses sont analysées sur la base de leur fréquence non pondérée. Les réponses manquantes et « ne sait pas » ne sont pas prises en compte pour le calcul des pourcentages.
Source : Enquête mondiale Gallup 2009-2018, https://www.gallup.com/analytics/232838/world-poll.aspx.
StatLink https://doi.org/10.1787/888933994795

Certains écarts limités apparaissent lorsque des variables relatives à la santé sont prises en compte (Tableau 4.6) : les migrants principaux dont le conjoint est absent semblent souffrir un peu plus fréquemment d’une mauvaise santé, bien qu’ils se déclarent en moyenne aussi satisfaits de leur état de santé que les immigrés mariés dont le conjoint est présent. Des analyses plus poussées seraient certes nécessaires avant de pouvoir tirer une conclusion, mais l’idée d’un effet négatif sur l’état de santé attribuable à l’absence du conjoint serait conforme à de nombreuses études publiées sur le sujet : « l’effet protecteur du mariage » a été largement attesté (voir par exemple Rendall et al. (2011[31]), ou encore Robards et al. (2012[32])), et cet effet est vraisemblablement plus faible lorsque les conjoints ne vivent pas ensemble.

Aucun effet des délais sur la maîtrise de la langue par les migrants principaux n’a été décelé

Toutes les séries de données sur lesquelles s’appuie ce chapitre (voir l’Encadré 4.1) considèrent que la maîtrise de la langue du pays d’accueil par le migrant principal constitue un indicateur du degré d’intégration susceptible d’être affecté par les délais écoulés avant l’arrivée du conjoint. Bien que des corrélations statistiquement significatives puissent être observées dans ce contexte, les effets estimés demeurent modestes et s’avèrent très instables selon les estimations, même lorsque celles-ci ne sont que légèrement différentes. Au final, ces analyses n’ont fait apparaître aucune relation positive ni négative. Cela pourrait être dû jusqu’à un certain point à des problèmes de mesure de la maîtrise de la langue : dans les données disponibles, celle-ci est généralement représentée par une variable binaire, si bien qu’il est difficile de suivre de légères variations de la maîtrise de la langue au cours du temps. En outre, de nombreuses observations doivent être exclues dans ce contexte, par exemple celles relatives aux immigrés dont la langue maternelle est la même que celle du pays d’accueil.

Les études publiées n’offrent que peu d’indications sur la manière dont la présence des membres de leur famille pourrait influer sur la maîtrise par les immigrés de la langue du pays d’accueil. Il n’en a pas moins été maintes fois constaté que les deux conjoints présentent souvent des niveaux similaires de maîtrise de la langue. Chiswick et Miller (2002[33]) ont ainsi mis en évidence une forte corrélation entre le niveau de maîtrise de l’anglais dans le cas des migrants principaux et leurs conjoints arrivant en Australie. De telles corrélations sont également observées dans les séries de données utilisées dans ce chapitre : après prise en compte de la corrélation entre la maîtrise de la langue et les variables individuelles telles que le niveau d’études, l’âge et la situation au regard de l’emploi, la corrélation avec le degré de maîtrise de la langue dont fait preuve le conjoint demeure fortement positive.

Certaines constatations récentes suggèrent en outre qu’un manque d’exposition à la langue du pays d’accueil peut compromettre son acquisition. Après un examen des études publiées existantes, Saleh AlHammadi (2016[34]) parvient à la conclusion que les immigrés ont une moindre probabilité de parvenir à maîtriser la langue du pays d’accueil si celui-ci abrite une importante population d’immigrés d’origine similaire. Danzer et Yaman (2016[35]) constatent que la maîtrise par les immigrés en Allemagne de la langue du pays d’accueil est affectée négativement lorsqu'ils vivent dans des quartiers où se trouvent concentrées des personnes de même origine ethnique. Ils attribuent ce résultat à des contacts limités avec des personnes nées dans le pays.

Effets à moyen et long terme d’une arrivée différée sur les conjoints

Prenant appui sur les approches empiriques utilisées dans la section précédente, cette section examine le lien entre les délais écoulés avant l’arrivée des conjoints et le degré d’intégration de ceux-ci. Ces délais pourraient avoir une incidence sur l’intégration des conjoints eux-mêmes, et ce pour diverses raisons, dont les effets perturbateurs du fait d’avoir été séparés de leurs partenaires pendant des années, leur influence limitée sur la manière dont est organisée leur vie dans le pays d’accueil, ou encore une évolution de la distribution des rôles au sein du couple. Les conjoints pourraient donc éprouver davantage de difficultés ou montrer une moindre propension à s’intégrer lorsqu’ils arrivent enfin dans le pays, avec les conséquences potentielles à long terme que cela comporte. Ces facteurs doivent cependant être là encore distingués des autres explications envisageables : ces délais pourraient être révélateurs de certains problèmes ou de certaines hésitations ayant également par la suite des répercussions sur l’intégration des conjoints.

Bien que l’analyse s’appuie sur les mêmes données et les mêmes définitions que précédemment, l’accent est à présent exclusivement mis sur les immigrés mariés arrivés dans un second temps et qui ne sont donc pas les migrants principaux. Afin d’éviter que les résultats ne rendent davantage compte des cas de formation d’une famille que de ceux de regroupement familial, seuls les délais inférieurs ou égaux à sept ans sont là encore pris en considération. La principale différence est d’ordre temporel : les analyses ci-dessous examinent le degré d’intégration des conjoints ayant passé au moins cinq ans dans le pays d’accueil, au lieu de dix ans, afin de disposer d’un échantillon plus important4.

Les résultats paraissent principalement imputables aux femmes immigrées mariées (Graphique 4.6) : dans les pays européens de l’OCDE, chaque année de délai supplémentaire va de pair avec une diminution de deux points de pourcentage de leur probabilité d’emploi. La diminution moyenne constatée est légèrement plus faible. Dans le cas du Canada, l’analyse suggère que la diminution moyenne de la probabilité d’emploi s’élève à un point de pourcentage. Aux États-Unis, chaque année de délai supplémentaire s’accompagne d’une légère augmentation de la probabilité d’emploi (inférieure à un point de pourcentage), qui paraît là encore principalement imputable aux femmes immigrées.

Graphique 4.6. Estimation des effets à long terme sur l’intégration des conjoints imputables aux délais écoulés avant leur arrivée, 2010-17

Immigrés mariés premiers arrivés du couple âgés de 15 à 64 ans et en emploi, après au moins 10 ans de séjour, points de pourcentage

Note : Tous les résultats rapportés sont statistiquement significatifs au seuil de 5 %, sauf celui relatif à la maîtrise de la langue pour la catégorie « tous » aux États-Unis et celui obtenu pour le Canada (pour lesquels le seuil de signification est de 10 %). Les chiffres relatifs aux États-Unis concernent la période 2013-16 et ne prennent en considération que les personnes déjà mariées au moment de leur arrivée. Les résultats pour la maîtrise de la langue dans les pays européens de l’OCDE correspondent à la période 2008/2014. Les chiffres relatifs au Canada correspondent à 2016. Les immigrés faisant partie de couples mixtes ne sont pas pris en considération. Les immigrés présents dans les pays européens de l’OCDE dont la langue maternelle correspond à celle du pays d’accueil sont exclus de l’analyse.

Source : Analyses du Secrétariat de l’OCDE sur la base de l’Enquête européenne sur les forces de travail (Eurostat), http://ec.europa.eu/eurostat/web/lfs/overview, y compris les modules ad hoc de 2008 et de 2014 relatifs à la situation des immigrés et de leurs descendants directs sur le marché du travail, http://ec.europa.eu/eurostat/statistics-explained/index.php/EU_labour_force_survey_-_ad_hoc_modules, de l’American Community Survey (U.S. Census Bureau), https://www.census.gov/programs-surveys/acs/about.html, ainsi que du recensement canadien de 2016 (Statistique Canada), https://www12.statcan.gc.ca/census-recensement/2016/dp-pd/index-fra.cfm.

 StatLink https://doi.org/10.1787/888933994586

Dans le cas de la maîtrise de la langue du pays d’accueil, les résultats obtenus pour les États-Unis et pour les pays européens de l’OCDE suggèrent que les délais préalables à l’arrivée des conjoints s’accompagnent d’une diminution de la probabilité de maîtriser la langue, respectivement, d’un demi-point et de deux points de pourcentage. Le résultat est là encore très similaire pour les femmes immigrées, mais pas pour les hommes. On ne dispose toutefois que d’un petit nombre d’observations pour les hommes, puisque la grande majorité des immigrés arrivés dans un second temps sont des femmes. Il n’est donc peut-être pas exclu que les résultats obtenus pour les femmes puissent également être valables pour les hommes.

Les diminutions estimées de la probabilité d’emploi et de la probabilité de maîtriser la langue du pays d’accueil pourraient être une conséquence des délais écoulés avant l’arrivée des conjoints. Les migrants principaux pourraient se trouver avantagés puisqu’ils sont arrivés en premier, si bien que les dispositions prises par eux dans le pays d’accueil sont pour l’essentiel conformes à leurs besoins et tendent à favoriser leur emploi. Le conjoint arrivé plus tardivement pourrait devoir considérer bon nombre de paramètres comme donnés, de sorte qu’il ne dispose que d’une latitude de choix relativement limitée en matière d’emploi ou de possibilités de formation. Par exemple, le choix du lieu de résidence au sein du pays d’accueil pourrait avoir été entièrement déterminé par l’emploi du migrant principal, et il pourrait ne pas être si facile de revenir dessus.

De même, si l’un des deux conjoints doit s’occuper prioritairement de l’éducation des enfants, ce rôle sera plus probablement dévolu au conjoint arrivé plus tardivement, puisque bien souvent le migrant principal aura déjà trouvé un emploi dans le pays d’accueil. Pour le conjoint arrivé plus tardivement, ces circonstances initiales risquent d’avoir des effets à moyen et long terme, dans la mesure où il a moins de possibilités d’accumuler une expérience professionnelle pertinente lui permettant de décrocher par la suite un emploi ou d’entretenir les compétences dérivées des postes occupés antérieurement. Une expérience professionnelle insuffisante ou un manque de possibilités de formation pourrait également faire obstacle à l’acquisition de la langue du pays d’accueil.

Cependant, le lien de causalité inverse peut également être envisagé : les conjoints éprouvant davantage de difficultés à franchir le pas et prendre la décision de s’établir dans le pays d’accueil pourraient arriver après de plus longs délais. Par exemple, les conjoints ayant une moindre maîtrise de la langue du pays d’accueil pourraient préférer arriver plus tard. Lorsque les conjoints se mettent en quête d’un travail dont l’obtention constitue une condition préalable à leur arrivée, les plus employables d’entre eux trouveront plus vite un emploi, et cela pourrait être à l’origine de la diminution de la probabilité d’emploi observée au fur et à mesure que les délais s’allongent. Bien que l’estimation tienne compte de diverses caractéristiques individuelles, certaines d’entre elles, qui ne sont pas observées, telles que l’expérience professionnelle antérieure dans le pays d’origine, pourraient constituer à cet égard des facteurs déterminants.

Le parcours d’intégration peut s’avérer très différent pour les conjoints arrivés plus tardivement

Il est très vraisemblable que le délai lui-même tout comme les caractéristiques des conjoints arrivés plus tardivement jouent un rôle dans leur intégration, de sorte que les parcours d’intégration pourraient être très différents selon que les conjoints sont arrivés après un bref délai ou plus tardivement. Sur la base des données longitudinales allemandes, le Graphique 4.7 montre l’évolution de la probabilité d’emploi des conjoints en fonction de leur durée de séjour. Sauf pour ce qui est du niveau initial de cette variable, l’accent est mis sur les évolutions observées pour une même personne, ce qui garantit une neutralisation de l’influence de la plupart des caractéristiques individuelles. Le niveau initial de la probabilité d’emploi paraît être un fort déterminant du parcours d’intégration du conjoint sur le marché du travail. Il est vraisemblablement fonction de diverses caractéristiques du conjoint dont le rôle n’est pas pris en considération dans ce cas précis. Les conditions imposées par les règles régissant le regroupement familial sont souvent plus favorables pour les travailleurs immigrés hautement qualifiés, par exemple, et leurs conjoints tendent eux-mêmes à posséder un niveau d’études relativement élevé. Les critères d’accès au marché du travail peuvent de même être plus généreux pour les conjoints des travailleurs immigrés hautement qualifiés.

Conformément aux résultats présentés ci-dessus, la probabilité d’emploi s’avère systématiquement plus faible pour les conjoints arrivés après de plus longs délais (Graphique 4.7). Les conjoints arrivant après un délai de deux à cinq ans présentent une probabilité initiale d’emploi moitié moindre (pour une durée de séjour d’une à cinq ans) que celle observée pour les conjoints arrivant au bout d’un an de délai (34 % contre 62 %). L’évolution ultérieure de cette probabilité d’emploi ne parvient pas à contrebalancer l’écart initial. Les conjoints arrivés après un délai plus long ont de même une bien moindre probabilité de maîtriser la langue du pays d’accueil (Graphique 4.8). Ils se caractérisent par ailleurs par une moindre progression de cette probabilité à mesure que la durée du séjour s’allonge, comparativement aux conjoints arrivés au bout d’un an de délai. Pour ce qui est des salaires mensuels (non représentés), leur niveau initial ne présente guère de différence entre les deux groupes (environ 1 400 EUR), mais il a tendance à progresser un peu plus lentement dans le cas des conjoints arrivés après un plus long délai. L’écart s’avère plus marqué dans le cas du salaire des femmes, dont le montant initial est sensiblement plus faible pour le groupe arrivé après un délai de deux à cinq ans (1 000 EUR au lieu de 1 400 EUR).

Graphique 4.7. Évolution de la probabilité d’emploi des conjoints, en fonction du délai écoulé avant leur arrivée, Allemagne, 1984-2016

Évolution moyenne pour le conjoint arrivé après âgé de 15 à 64, selon la durée de résidence dans le pays

Note : En dehors du niveau initial (moyen), les variations correspondent aux écarts moyens constatés dans la situation au regard de l’emploi (0 ou 1) d’un même immigré observé lors de différentes années au cours de son séjour. Les immigrés ne sont pas observés tous les ans durant leur séjour.

Source : Analyses du Secrétariat de l’OCDE sur la base du panel socioéconomique allemand (German Socio-Economic Panel), https://www.diw.de/en/soep.

 StatLink https://doi.org/10.1787/888933994605

Les parcours d’intégration très différents des conjoints arrivés après un délai relativement long pourraient expliquer les constatations antérieures concernant la moins bonne intégration des immigrés admis pour motifs familiaux, par rapport à celle des immigrés principaux. Chaloff et Poeschel (2017[1]) mettent en évidence que l’insertion professionnelle est à peu près aussi lente pour les immigrés admis pour motifs familiaux adultes que pour les immigrés humanitaires. Liebig et Tronstad (2018[36]) soulignent le triple désavantage dont sont victimes les épouses des immigrés humanitaires, qui pâtissent également d’un manque d’expérience professionnelle. Lochmann et al. (2018[37]) constatent que les immigrés adultes admis pour motifs familiaux bénéficient en France de moins de cours de langue que les autres immigrés. Les obstacles à l’intégration des conjoints ne sont pas encore parfaitement connus, mais les circonstances dans lesquelles a lieu leur arrivée pourraient jouer un rôle.

Graphique 4.8. Évolution de la maîtrise de la langue du pays d’accueil par les conjoints, en fonction du délai écoulé avant leur arrivée, Allemagne, 1984-2016

Évolution moyenne pour l'épouse arrivée après âgée de 15 à 64, selon la durée de résidence dans le pays

Note : En dehors du niveau initial (moyen), les variations correspondent aux écarts moyens constatés dans la maîtrise de la langue du pays d’accueil (0 ou 1) d’un même immigré observé lors de différentes années au cours de son séjour. Les immigrés ne sont pas observés tous les ans durant leur séjour.

Source : Analyses du Secrétariat de l’OCDE sur la base du panel socioéconomique allemand (German Socio-Economic Panel), https://www.diw.de/en/soep.

 StatLink https://doi.org/10.1787/888933994624

Encadré 4.4. Les conditions imposées en matière de regroupement familial peuvent être à l’origine de délais : les leçons de l’exemple allemand

Cette section étudie le lien entre les conditions à remplir pour bénéficier du regroupement familial et les délais écoulés avant l’arrivée du conjoint. Les données sont issues d’une expérience quasi naturelle menée en Allemagne, où une exigence de connaissance de la langue avant l’arrivée a été instaurée en 2007 pour la plupart des conjoints non originaires de l’UE. Les autres exigences applicables dans les pays de l’OCDE concernent notamment les niveaux de revenu des migrants principaux, leurs conditions de logement, ou encore la durée de leur séjour dans le pays d’accueil. Si ces exigences contribuent à allonger les délais, elles concourront indirectement aux effets des délais mis en évidence dans ce chapitre.

Une étude norvégienne examine quels ont été les effets sur le regroupement familial de l’extension des conditions de revenu aux immigrés admis dans le pays pour raisons humanitaires (Bratsberg et Raaum, 2010[38]). Pour les migrants principaux concernés, cette étude constate que la réforme a entraîné une baisse de 21 points de pourcentage des regroupements familiaux, une augmentation de 4 à 8 points de pourcentage du taux d’emploi, une sensible progression des revenus et une diminution des aides sociales versées. Schmidt et al. (2009[39]) constatent qu'à la suite de l'introduction d'un âge minimum (24 ans) pour le regroupement avec un conjoint au Danemark, le nombre de regroupements a diminué, surtout dans le groupe des 20-23 ans, et l'âge au mariage a augmenté.

Aucune étude ne semble toutefois avoir cherché à évaluer par des analyses économétriques quels étaient les liens entre les délais et les conditions à remplir pour bénéficier du regroupement familial. Une telle analyse s’appuiera ici sur les données issues du panel socioéconomique allemand (German Socio-Economic Panel). Fin 2007, une nouvelle législation est venue modifier les règles applicables en matière de regroupement familial : avant leur arrivée, les conjoints doivent démontrer qu’ils possèdent des connaissances élémentaires en allemand (niveau A1 du cadre commun européen de référence) et ils doivent en outre être âgés d’au moins 18 ans (contre 16 ans auparavant). Cette exigence ne s’applique toutefois que lorsque ni le migrant principal ni son conjoint n’ont la nationalité de l’un des États membres de l’UE ou de l’AELE, ni de certains pays extérieurs à l’UE (dont les citoyens peuvent se rendre sans visa en Allemagne) : Andorre, Australie, Brésil, Canada, Corée, El Salvador, États-Unis, Honduras, Israël, Japon, Monaco, Nouvelle-Zélande et Saint-Marin.

Cette structure caractérisée par la coexistence de divers groupes de pays permet d’évaluer l’effet causal de la modification de la politique sur les délais, en ayant recours à la méthode des différences de différences. Après prise en compte de certains facteurs observés ayant une incidence sur les délais, il subsiste un écart entre les délais constatés pour les citoyens des pays extérieurs à l’UE, selon qu’ils étaient visés par la modification de la loi ou que celle-ci ne leur était pas applicable. Sous réserve que les autres changements intervenant au fil du temps s’appliquent de la même manière aux deux groupes, un rapport peut être établi entre toute évolution de cette différence observée après 2007 et la modification de la loi. Les citoyens des pays dont beaucoup de réfugiés sont originaires sont exclus de l’analyse, étant donné que ces exigences ne s’appliquaient souvent pas aux réfugiés. Les délais de traitement des demandes de regroupement familial étaient normalement de quelques mois, aussi n’existe-t-il aucun problème majeur de chevauchement entre diverses règles aux alentours de la date de la réforme.

Le Graphique 4.9 présente les principaux résultats de l’analyse, sur la base d’observations portant sur 1 800 individus, dont 800 sont arrivés après 2007 (parmi lesquels 460 étaient concernés par la modification de la loi). Après prise en compte de certains facteurs observés, le délai moyen est légèrement plus élevé pour les nationalités concernées que pour celles qui ne l’étaient pas, et ce dès avant la modification de la loi : 4.2 ans contre 3.8 ans. Après 2007, cet écart a augmenté de 0.4 an (soit environ cinq mois), probablement du fait de la modification de la loi. Au cours de la période 2008-16, les délais moyens ont été plus courts pour l’un et l’autre groupes que pendant les années 1984-2007, ce qui pourrait être le fruit d’une illusion statistique : étant donné que la période d’observation s’achève en 2016 et qu’un assez grand afflux d’individus s’est produit après 2007, le nombre de délais courts observés après 2007 a été relativement élevé, alors que bien des délais longs étaient encore en cours en 2016.

Les analyses de régression des délais avant et après 2007 portent à croire que les délais moyens pour les nationalités concernées avaient même enregistré une augmentation de l’ordre de 1.5 à 2 ans. Bien que ces résultats soient significatifs et que les autres résultats obtenus à l’aide de ces mêmes régressions soient plausibles, il est probable que l’estimation de l’effet soit faussée par une illusion statistique. Cependant, le résultat fondamental, à savoir que l’écart entre les délais s’est sensiblement accru après 2007, paraît robuste : il demeure valable lorsque les observations sont rapprochées de la durée du séjour ou de celle du mariage, ou lorsque les observations portant sur les mêmes individus à différentes années sont ramenées à une seule observation pour l’une ou l’autre périodes (jusqu’en 2007 et après 2007). Cette analyse tend donc à montrer que l’instauration de conditions plus strictes en matière de regroupement familial risque d’allonger considérablement les délais nécessaires pour que les membres de la famille finissent par se retrouver.

Graphique 4.9. Délais moyens avant et après une modification de la politique mise en œuvre en Allemagne, 1984-2016

Délais moyens conditionnels en années expérimentés par les immigrés mariés âgés entre 18 et 64 ans

Note : Les moyennes conditionnelles ont été obtenues par prédiction linéaire à partir d’une analyse de régression des délais tenant compte du sexe, de l’âge, des indicateurs d’un niveau d’études moyen ou supérieur, de la situation au regard de l’emploi, du salaire (sous forme logarithmique), de la durée du séjour dans le pays d’accueil, ainsi que d’un indicateur relatif aux nationalités affectées. L’affectation à l’une ou l’autre période de temps est fonction de l’année d’arrivée du conjoint.

Source : Analyses du Secrétariat de l’OCDE sur la base du panel socioéconomique allemand (German Socio-Economic Panel), https://www.diw.de/en/soep.

 StatLink https://doi.org/10.1787/888933994643

Âge au moment de l’immigration et intégration à long terme des enfants issus de l’immigration

Cette section montre que l’intégration des enfants issu de l’immigration est d’autant meilleure qu’ils rejoignent rapidement leur(s) parent(s) dans le pays de destination. Les données internationales indiquent que les enfants qui passent leurs jeunes années dans le pays de destination s’intègrent bien mieux que ceux arrivés alors qu’ils sont déjà proches de l’âge adulte. Tel est en particulier le cas en ce qui concerne le niveau d’études : le Graphique 4.10 montre l’écart entre les compétences de base à l’écrit, en mathématiques et en sciences des élèves de 15 ans selon qu’ils sont nés à l’étranger ou dans le pays d’accueil. Dans la plupart des pays de l’OCDE, cet écart est bien moindre pour les élèves nés à l’étranger arrivés avant l’âge de 12 ans que pour ceux arrivés ultérieurement. L’inverse ne se produit que dans un petit nombre de pays de l’OCDE où l’écart entre les élèves de 15 ans nés à l’étranger et ceux nés dans le pays est relativement réduit.

Graphique 4.10. Écarts entre les compétences scolaires de base des immigrés âgés de 15 ans et celles des élèves du même âge nés dans le pays, selon l'âge à l’arrivée, 2015

Écarts entre les pourcentages des élèves immigrés et des élèves nés dans le pays atteignant le seuil de compétence scolaire, en points de pourcentage

Note : Les élèves qui atteignent le niveau de compétences scolaires de base sont ceux qui atteignent au moins le niveau de compétence 2 du PISA dans les trois matières de base du PISA, à savoir les mathématiques, la lecture et les sciences. Les élèves peuvent être âgés de 15 ans et 3 mois jusqu’à 16 ans et 2 mois.

Source : (OCDE, 2018[40]) d’après la base de données PISA 2015 de l’OCDE, http://www.oecd.org/pisa/data/2015database.

 StatLink https://doi.org/10.1787/888933994662

Ces dernières années, un certain nombre d’études approfondies ont constaté que l’âge des enfants au moment de leur arrivée a, dans divers pays de l’OCDE, des effets non négligeables sur leur degré d’intégration. La plupart de ces études tirent leurs résultats de données transversales, en établissant un lien entre l’âge exact à l’arrivée et le degré d’intégration observé à un stade ultérieur de l’existence, tout en prenant en considération les autres facteurs. Certaines études – Böhlmark (2008[41]), Åslund, Böhlmark et Skans (2015[42]), Hermansen (2017[43]) et Lemmermann et Riphahn (2018[44]) – ont pu s’appuyer sur des données sur des frères et sœurs arrivés à des âges différents, ce qui leur permet de donner une forte interprétation causale à leurs résultats.

La plupart de ces études sont axées sur les niveaux d’études selon l’âge à l’arrivée. Pour les immigrés au Canada et aux États-Unis, Schaafsma et Sweetman (2001[45]), Gonzalez (2003[46]) et Chiswick et DebBurman (2004[47]) constatent que ceux arrivés alors qu’ils étaient encore de jeunes enfants sont scolarisés plus longtemps que ceux arrivés dans l’adolescence, de sorte qu’ils bénéficient d’un plus grand nombre total d’années de scolarité. De même, une arrivée des enfants dans leurs jeunes années va de pair avec un niveau d’études plus élevé, aux États-Unis (Myers, Gao et Emeka, 2009[48] ; Lee et Edmonston, 2011[49]), en Norvège (Hermansen, 2017[43]), en Allemagne (Lemmermann et Riphahn, 2018[44]) et au Royaume-Uni (Aoki et Santiago, 2018[50]). Böhlmark (2008[41]) constate dans le cas de la Suède qu’une arrivée après l’âge de neuf ans a des effets négatifs sur la moyenne des notes obtenues à l’école. Beck et al. (2012[51]) mettent en évidence que ceux arrivés aux États-Unis après l’âge de huit ans ont une plus forte probabilité de décrocher dans le secondaire et Cohen-Goldner et Epstein (2014[52]) font état d’une situation similaire en Israël.

Plusieurs de ces mêmes études constatent en outre qu’une arrivée plus tardive a un effet négatif sur le degré de maîtrise de la langue du pays d’accueil. Les effets estimés peuvent être importants : Myers et al. (2009[48]) parviennent par exemple à la conclusion que, par rapport aux immigrés arrivés adolescents, ceux arrivés avant l’âge de six ans ont six fois plus de probabilité d’achever leurs études secondaires et près de 14 fois plus de chance de parvenir à un haut degré de maîtrise de la langue du pays d’accueil. La maîtrise de la langue pourrait bien être l’un des principaux facteurs expliquant le lien observé entre l’âge à l’arrivée et le niveau d’études atteint. Cette idée cadre avec les âges critiques identifiés dans plusieurs études, à savoir neuf ans ou en dessous : Bleakley et Chin (2010[53]) font référence à la période critique d’apprentissage de la langue, tandis que Beck et al. (2012[51]) font valoir que le passage essentiel de « l’apprentissage de la lecture » à « l’aptitude à lire pour apprendre » peut être perturbé par l’immigration. Sur la base des résultats obtenus aux tests par les enfants de parents hispaniques immigrés aux États-Unis, Mukhopadhyay (2018[54]) indique que l’apprentissage de l’anglais est entravé à partir de l’âge de six ans par la connaissance préalablement acquise de l’espagnol. Cependant, Myers et al. (2009[48]) ou encore Lee et Edmonston (2011[49]) ne découvrent aucun élément tendant à démontrer l’existence d’un âge critique.

Arriver à un âge plus avancé semble également avoir des conséquences sur l’emploi et les salaires des immigrés. Schaafsma et Sweetman (2001[45]) et Gonzalez (2003[46]) constatent que la scolarité se révèle moins rentable pour ceux arrivés plus tardivement, ce que la dernière de ces études attribue au fait qu’ils ont suivi une plus grande partie de leur scolarité à l’étranger. Par l’intermédiaire du lien qu’il entretient avec la maîtrise de la langue du pays d’accueil, l’âge à l’arrivée peut avoir une incidence sur la situation professionnelle, comme l’ont relevé Guven et Islam (2015[55]) dans le cas des immigrés en Australie. Hermansen (2017[43]) estime en outre l’effet de l’âge à l’arrivée sur les aides sociales reçues en Norvège. S’appuyant sur des données historiques, Alexander et Ward (2018[56]) établissent qu’il existait un lien entre l’âge à l’arrivée et les salaires dans le cas des fratries ayant émigré d’Europe vers les États-Unis entre 1892 et 1924. Récemment, un lien a par ailleurs été constaté entre un plus jeune âge à l’arrivée et de plus hauts niveaux d’intégration sociale, notamment sous la forme de mariages mixtes ou d’une proximité résidentielle (Bleakley et Chin (2010[53]) et Åslund et al. (2015[42])).

Les effets négatifs à long terme liés à l’arrivée à un âge plus avancé se généralise

Les vastes séries de données utilisées dans ce chapitre permettent de déterminer si les principaux résultats de ces études peuvent être généralisés à l’ensemble des pays et des cohortes migratoires. Pour ce faire, les méthodes standard utilisées dans les études publiées sont également appliquées ici. Les analyses qui utilisent l’âge à l’arrivée en tant que variable explicative pâtissent de fortes corrélations entre les variables explicatives, dont l’âge et la durée du séjour. Un moyen de surmonter ce problème consiste à se concentrer sur les écarts observés entre les personnes nées dans le pays et celles nées à l’étranger, après prise en compte de l’âge (voir Schaafsma et Sweetman (2001[45]), par exemple). Toutefois, lorsque l’analyse porte sur la maîtrise de la langue, une solution plus simple est proposée ici : une fois l’immigré devenu adulte, l’âge n’a vraisemblablement plus d’importance du point de vue de la maîtrise de la langue, dès lors que la durée du séjour demeure prise en compte. La corrélation entre les variables explicatives peut donc être évitée en ne tenant plus compte de l’âge dans l’analyse.

L’analyse porte sur les immigrés adultes arrivés enfants, et procède à une comparaison entre ceux arrivés à 0-6 ans et ceux arrivés à 7-15 ans. Les immigrés arrivés à un âge plus avancé ne sont pas pris en considération, car ils représentent un groupe très hétérogène au sein duquel l’effet de sélection est sans doute aussi plus marqué. Seuls quelques résultats sont obtenus (Graphique 4.11, partie A), mais ils sont conformes à ceux qui ressortent des études publiées et fournissent certaines indications sur les salaires, auxquels les études antérieures n’ont pas accordé grande attention. Aux États-Unis, la probabilité de maîtriser l’anglais est de 20 points de pourcentage plus élevée pour les immigrés arrivés à 0-6 ans que pour ceux arrivés à 7-15 ans. L’écart entre la probabilité d’emploi des personnes nées dans le pays et celle des immigrés est sensiblement plus faible (d’environ 5 points de pourcentage) pour les immigrés arrivés à 0-6 ans que pour ceux arrivés à 7-15 ans. L’écart entre les salaires des personnes nées dans le pays et ceux des immigrés est de même un peu plus faible dans leur cas (de 2 %).

Graphique 4.11. Effets estimés de l'arrivée dans la petite enfance sur l’intégration à long terme des immigrés, 2013-16

Immigrés âgés de 15 à 64 ans qui sont arrivés dans le pays au plus tard à l'âge 6 ans, comparé à ceux qui sont arrivés entre les âges de 7 et 15 ans

Note : Tous les résultats rapportés sont statistiquement significatifs au seuil de 5 %. Les chiffres relatifs aux États-Unis concernent la période 2013-16. Les résultats correspondant à la probabilité de faire des études supérieures dans les pays européens de l’OCDE se rapportent à la période 2009/2014 et ne concernent que les personnes âgées de 25-64 ans. Le résultat pour le Canada compare les immigrés arrivés à 0-4 ans à ceux arrivés à 10-14 ans. Les immigrés présents dans les pays européens de l’OCDE dont la langue maternelle correspond à celle du pays d’accueil sont exclus de l’analyse.

Source : Analyses du Secrétariat de l’OCDE sur la base de l’Enquête européenne sur les forces de travail (Eurostat), http://ec.europa.eu/eurostat/web/lfs/overview, y compris les modules ad hoc de 2009 et 2014, http://ec.europa.eu/eurostat/statistics-explained/index.php/EU_labour_force_survey_-_ad_hoc_modules, et de l’American Community Survey (U.S. Census Bureau), https://www.census.gov/programs-surveys/acs/about.html.

 StatLink https://doi.org/10.1787/888933994681

Pour les pays européens de l’OCDE, le seul résultat statistiquement significatif concerne la probabilité des immigrés de suivre des études supérieures (enseignement du troisième degré). Clarke (2016[57]) souligne que l’estimation des effets sur le niveau d’études imputables à l’âge à l’arrivée risque d’être sensiblement biaisée si elle ne tient pas compte du niveau d’études des parents, comme c’est le cas dans la quasi-totalité des études existantes. Le résultat de la partie B du Graphique 4.11 a toutefois été obtenu à l’aide des modules ad hoc de 2009 et 2014 de l’enquête européenne sur les forces de travail, qui inclut cette information sur le niveau d’études des parents (même lorsque ceux-ci ne sont pas présents au sein du ménage). Étant donné que les études se poursuivent en règle générale bien au-delà de l’âge de 15 ans, l’analyse a en outre été limitée aux personnes âgées de 25 à 64 ans. L’estimation qui en résulte suggère que l’écart entre la probabilité que les personnes nées dans le pays atteignent un haut niveau d’études et celle que les immigrés fassent de même est bien moins élevé (de 9 points de pourcentage) dans le cas des immigrés arrivés à l’âge de 0-6 ans que dans celui des immigrés arrivés à l’âge de 7-15 ans.

Les résultats relatifs au Canada comparent les immigrés arrivés à 0-4 ans à ceux arrivés à 10-14 ans, car les données canadiennes s’appuient sur un découpage en tranches d’âge différent. Les immigrés arrivés à 0-4 ans montrent une probabilité légèrement plus élevée de maîtriser l’une des langues officielles du Canada (Graphique 4.11, partie A). Pour ce qui est de la probabilité d’emploi, l’écart avec les personnes nées dans le pays est sensiblement plus faible pour les immigrés arrivés à 0-4 ans que pour ceux arrivés à 10-14 ans (Graphique 4.11, partie A). À six points de pourcentage, ce dernier résultat est très proche de celui obtenu pour les pays européens de l’OCDE.

Encadré 4.5. Effets de la séparation de la famille sur ceux restés en arrière

Bien que les analyses de ce chapitre portent essentiellement sur le rôle des familles des immigrés du point de vue de l’intégration dans les pays de destination, la séparation de la famille aura aussi selon toute vraisemblance des effets sur la situation de ceux de ses membres restés dans les pays d’origine. Ces effets pourraient revêtir une certaine importance pour les pays de destination si un regroupement familial finit par se produire sur leur territoire : à titre d’exemple, les membres de la famille qui n’ont pu pleinement s’épanouir dans le pays d’origine du fait de la séparation de la famille risquent d’éprouver davantage de difficultés à s’intégrer dans le pays de destination. Aussi les politiques d’admission des membres de la famille devraient-elles tenir compte des effets de la séparation des familles dans les pays d’origine.

Pour diverses raisons, il n’est guère aisé de déterminer quels sont les effets sur les membres de la famille restés dans le pays d’origine qui ont été causés par la séparation de la famille (voir Antman (2013[58]) pour une vue d’ensemble). En règle générale, la situation de la famille dans le pays d’origine constitue la cause de l’émigration et non l’une de ses conséquences. Lorsqu’une situation difficile dans le pays d’origine a poussé l’un des membres de la famille à chercher un emploi ou un refuge à l’étranger, par exemple, les effets de cette situation sur ceux qui restent dans le pays d’origine risquent d’être confondus avec ceux de la séparation de la famille.

Les effets de la séparation de la famille doivent par ailleurs être distingués de ceux exercés par les envois de fonds de l’immigré ou, si celui-ci n’est pas en mesure d’en effectuer, par la diminution des revenus de la famille. Dans le cas des conjoints restés dans le pays d’origine, les envois de fonds ont un effet bien connu, à savoir que les conjoints réduisent leur offre de travail, peut-être du fait d’une augmentation du volume du travail non marchand. Après le regroupement familial, les conjoints souffrent en conséquence d’un manque d’expérience professionnelle qui risque de compromettre leur intégration sur le marché du travail dans le pays de destination.

Pour ce qui est des enfants restés dans le pays d’origine, les études disponibles ont souvent signalé l’effet positif de l’immigration sur leur scolarité, surtout pour les filles. Hanson et Woodruff (2003[59]) estiment ainsi que les filles de parents mexicains dotés d’un faible niveau d’études ayant émigré aux États-Unis bénéficient de 0.2 à 0.9 année de scolarité supplémentaire. Là encore, cela peut être en grande partie dû aux envois de fonds. Après avoir isolé l’effet de l’absence des parents de celui des envois de fonds, Cortes (2015[60]) constate que l’absence des mères entraîne de plus grands risques pour les résultats scolaires des enfants restés en arrière aux Philippines que l’absence des pères. Analysant les migrations internes en Chine, Zhao et al. (2018[61]) constatent de même dans une enquête que l’absence des parents a des effets négatifs sur les performances cognitives des enfants, en particulier lorsque les mères laissent leurs enfants derrière elles en zone rurale.

L’amélioration souvent observée de la scolarité des filles n’est pas nécessairement liée aux envois de fonds mais pourrait également résulter d’un transfert de la prise de décisions au sein de la famille, passée des pères immigrés aux mères restées sur place. S’appuyant sur les informations disponibles sur les dépenses des ménages au Mexique, une étude (Antman, 2011[62]) montre que les ménages dont le chef se trouve encore aux États-Unis consacrent une plus faible part de leurs ressources aux garçons par rapport aux filles, que ceux dont le chef est rentré des États-Unis.

Un certain nombre d’études récentes se sont intéressées aux effets sur le bien-être émotionnel de ceux restés dans le pays d’origine. Certaines études relèvent des indices d’une diminution du bien-être vraisemblablement liée à la séparation. Sur la base de données d’enquêtes recueillies auprès des familles restées sur place au Mexique, Silver (2014[63]) constate des sentiments croissants de solitude et de dépression, surtout parmi les femmes. Sur la base des mêmes données, Nobles et al. (2015[64]) signalent par ailleurs que les femmes restées dans le pays d’origine avec les enfants montrent des niveaux de stress plus élevés, mesurés par la fréquence des états de tristesse, des pleurs et des troubles du sommeil. Graham et al. (2015[65]) font état de résultats similaires pour les femmes restées avec les enfants en Indonésie, aux Philippines et au Vietnam.

S’appuyant sur des données d’enquête multipays issues de l’Enquête mondial Gallup, Ivlevs et al. (2019[66]) parviennent à la conclusion que les ménages dont certains membres sont à l’étranger (sur lesquels on ne peut avoir davantage de précisions) éprouvent une plus forte satisfaction générale à l’égard de la vie mais sont aussi exposés à de plus grands risques de stress ou de dépression. Les envois de fonds accroissent encore la satisfaction générale à l’égard de la vie, ce qui porte à croire que les effets positifs sur le bien-être pourraient être liés à l’espoir que la famille bénéficie dans le futur d’une meilleure situation financière ou que de plus amples perspectives s’ouvrent à elle.

Mazzucato et al. (2015[67]) ont pu étudier le bien-être psychologique des enfants et des jeunes gens restés dans le pays d’origine (tranche d’âge de 11-21 ans), sur la base de données d’enquête provenant du Ghana, du Nigeria et de l’Angola. Pour ces deux derniers pays, ils constatent que les enfants dont au moins un des parents se trouve à l’étranger présentent un moindre bien-être psychologique, et dans tous les pays, un changement de la personne prenant principalement soin d’eux s’accompagne d’une diminution de leur bien-être psychologique. Pour les enfants restés en arrière en Moldova, Gassmann et al. (2013[68]) ne constatent pas d’effets de la migration proprement dite, mais les enfants qui vivent dans des ménages où des immigrés sont de retour montrent un plus grand bien-être émotionnel.

Le rôle joué par les parents dans l’intégration des immigrés

Dans beaucoup de pays de l’OCDE, les immigrés peuvent être rejoints par leurs parents dans le cadre du regroupement familial (voir le tableau 3.3 dans Chaloff et Poeschel (2017[1])). Dans le même temps, on ne sait presque rien des effets de la présence des parents sur l’intégration des immigrés. L’une des rares études menées dans ce contexte constate que les parents des immigrés présents au Canada, en particulier les mères, aident à faire face aux tâches ménagères et aux charges de famille (VanderPlaat et al., (2013[23])). Ces conclusions sont conformes aux résultats qualitatifs obtenus dans le cas des États-Unis (Treas et Mazumdar, 2004[69]). Les résultats de l'enquête de l'IRCC (2014[11]) soulignent également le rôle des parents des immigrés en matière de garde d'enfants, permettant aux immigrés de travailler plus d’heures. En outre, l'enquête indique que la présence des parents des immigrés a pu contribuer à l’obtention d’un diplôme. Cette section examine par conséquent si la présence des parents a une incidence sur l’intégration des immigrés, et en particulier des immigrés ayant des jeunes enfants.

Les séries de données utilisées sont les mêmes que pour l’analyse des délais écoulés avant l’arrivée du conjoint (Encadré 4.1) sauf pour ce qui est des données canadiennes, qui ne fournissent pas d’informations sur les parents. Les données disponibles contraignent à limiter l’analyse à une approche plus simple : les ménages au sein desquels au moins l’un des parents de l’immigré est présent au moment considéré sont comparés à ceux où tel n’est pas le cas. Ces comparaisons n’estiment que les effets de la présence des parents au sein du ménage. Le Graphique 4.12 montre que les mères des immigrés ont une plus grande probabilité d’être présentes au sein du même ménage. Dans presque tous les pays européens de l’OCDE, moins de 3 % des immigrés mariés vivent avec un de leurs parents au sein du même ménage. Les parents des immigrés peuvent certes également jouer un rôle important lorsqu’ils vivent à proximité au sein d’un autre ménage, mais les données disponibles ne permettent de savoir que s’ils sont présents au sein du même ménage.

Graphique 4.12. Présence des parents des immigrés au sein du même ménage dans les pays européens de l’OCDE, 2013-17

Immigrés mariés âgés entre 15 et 64 ans

Note : Aucune information sur la présence des parents au sein du même ménage n’est disponible en Allemagne dans le cas des personnes mariées.

Source : Analyses du Secrétariat de l’OCDE sur la base de l’Enquête européenne sur les forces de travail (Eurostat), http://ec.europa.eu/eurostat/web/lfs/overview.

 StatLink https://doi.org/10.1787/888933994700

Les analyses de cette section n’examinent là encore que les effets sur les immigrés mariés. Dans un second temps, l’analyse se concentre sur le sous-ensemble des ménages dans lesquels des enfants jeunes sont présents. Les données relatives aux pays européens de l’OCDE indiquent si des enfants de moins de 15 ans sont présents au sein du ménage. Celles portant sur les États-Unis indiquent si des enfants de moins de 18 ans qui font partie de la famille sont présents au sein du ménage. Dans beaucoup de ménages ayant des enfants jeunes, les immigrés pourraient avoir à en assurer la garde. L’effet de la présence des parents des immigrés pourrait alors être différent.

En prenant soin de leurs petits-enfants, les parents des immigrés peuvent favoriser l’emploi

Les données issues d’une simple comparaison entre les ménages immigrés selon qu’ils comptent ou non sur la présence de leurs parents portent à croire que les parents des immigrés ont un effet positif sur la probabilité d’emploi des immigrés ayant des enfants jeunes (Graphique 4.13). Dans tous les pays sauf la République tchèque, les taux d’emploi des immigrés dont au moins un des parents est présent sont plus élevés qu’en cas d’absence de tout parent. L’écart entre les taux d’emploi des deux groupes de ménages est de 6 points de pourcentage en moyenne, mais il atteint 14 points de pourcentage aux Pays-Bas.

Graphique 4.13. Taux d’emploi des immigrés avec enfants, selon que les parents sont ou non présents, 2013-17

Immigrés mariés âgés entre 15 et 64 ans qui vivent avec leur conjoint(e) et leur enfant de moins de 15 ans

Note : Les pays ont été sélectionnés en fonction de la taille des échantillons et de la disponibilité d’informations sur la présence des parents. Les chiffres relatifs aux États-Unis correspondent à 2013 et 2015/2016 et portent sur les ménages ayant des enfants de moins de 18 ans. Les immigrés faisant partie de couples mixtes et les cas où le conjoint est absent ne sont pas pris en considération. Aucune information sur la présence des parents au sein du même ménage n’est disponible en Allemagne dans le cas des personnes mariées.

Source : Analyses du Secrétariat de l’OCDE sur la base de l’Enquête européenne sur les forces de travail (Eurostat), http://ec.europa.eu/eurostat/web/lfs/overview, et de l’American Community Survey (U.S. Census Bureau), https://www.census.gov/programs-surveys/acs/about.html.

 StatLink https://doi.org/10.1787/888933994719

Le Graphique 4.14 présente les résultats de l’ensemble des analyses pour les États-Unis et pour les pays européens de l’OCDE. Les résultats de la partie A tiennent compte de tous les immigrés mariés, tandis que ceux de la partie B ne concernent que les immigrés mariés ayant des enfants de moins de 15 ans. Ces analyses peuvent s’appuyer sur un bien plus grand nombre d’observations que celles, présentées plus haut, portant respectivement sur les migrants principaux et sur leur conjoint, aussi permettent-elles d’obtenir davantage de résultats. Ces résultats n’en devraient pas moins être, là encore, interprétés avec prudence, puisqu’ils pourraient révéler une simple corrélation et non pas un lien de causalité5.

Graphique 4.14. Effets estimés de la présence des parents des immigrés sur l’intégration à long terme des immigrés, 2013-17

Note : Tous les résultats rapportés sont statistiquement significatifs au seuil de 5 %. Les parents des immigrés sont considérés comme présents si au moins l’un des parents du couple vit au sein du même ménage. Les « enfants jeunes » sont ceux de moins de 15 ans dans les pays européens de l’OCDE et ceux de moins de 18 ans aux États-Unis. Les chiffres relatifs aux États-Unis correspondent à 2013 et 2015/2016 et ne prennent en considération que les personnes déjà mariées au moment de leur arrivée. Les salaires se réfèrent aux niveaux de salaire brut aux États-Unis et à la probabilité de gagner un salaire net supérieur au salaire médian dans les pays européens de l'OCDE. Les immigrés faisant partie de couples mixtes et les cas où le conjoint est absent ne sont pas pris en considération.

Source : Analyses du Secrétariat de l’OCDE sur la base de l’Enquête européenne sur les forces de travail (Eurostat), http://ec.europa.eu/eurostat/web/lfs/overview, et de l’American Community Survey (U.S. Census Bureau), https://www.census.gov/programs-surveys/acs/about.html.

 StatLink https://doi.org/10.1787/888933994738

La présence des parents des immigrés va de pair avec des probabilités d’emploi sensiblement plus élevées, surtout pour les femmes immigrées (Graphique 4.14, partie A). Dans les pays européens de l’OCDE comme aux États-Unis, la probabilité d’emploi des femmes immigrées est alors de six points de pourcentage plus élevée que pour les femmes immigrées comparables dont les parents ne sont pas présents au sein du ménage. Les immigrés paraissent également effectuer un plus grand nombre d’heures de travail hebdomadaires lorsque leurs parents sont présents, tant dans les pays européens de l’OCDE qu’aux États-Unis. Le nombre d’heures travaillées est de 1 % à 4 % plus élevé, et les effets s’avèrent là encore plus marqués pour les femmes. Cet état de fait est conforme à la constatation que, dans le cas des États-Unis, ce sont surtout les salaires des femmes immigrées qui sont plus élevés (de 3 %) lorsque les parents sont présents. Aux États-Unis, la présence des parents des immigrés est également associée à une légère diminution (de 1-2 points de pourcentage) de la probabilité de maîtriser la langue du pays d’accueil.

Presque tous ces résultats mettent en évidence un effet plus marqué pour le sous-ensemble des ménages ayant des enfants de moins de 15 ans (Graphique 4.14, partie B), surtout dans le cas des femmes. Dans ces ménages, la présence des parents des immigrés s’accompagne d’une augmentation de 7-8 points de pourcentage de la probabilité d’emploi des femmes, de 3 % à 6 % de leur nombre d’heures de travail, ainsi que de leur salaire de 5 %. La constatation que les effets estimés sont plus marqués pour les ménages ayant des jeunes enfants suggère que les parents des immigrés contribuent souvent à prendre soin des enfants et à effectuer les tâches ménagères, si bien qu’un plus grand nombre d’immigrés peuvent prendre un emploi et accroître leur nombre d’heures de travail. Diverses formes de soutien de la part des parents pourraient également expliquer pourquoi les probabilités d’emploi, le nombre d’heures de travail effectuées et les salaires sont plus élevés dans la partie A.

Conclusions et implications pour les politiques publiques

Ce chapitre a étudié comment les délais préalables au regroupement familial influent sur l’intégration des migrants principaux et de leurs conjoints ou de leurs enfants arrivés ultérieurement. Sauf pour ce qui est des effets de l’âge à l’arrivée sur l’intégration des enfants issus de l’immigration, les études publiées n’offrent guère de résultats concluants sur ces questions. L’obtention de résultats empiriques se révèle de fait difficile en raison des limites des données disponibles et de problèmes méthodologiques non négligeables. L’approche adoptée dans ce chapitre s’appuie sur des séries de données issues d’enquêtes de grande ampleur permettant d’observer les deux conjoints formant les couples d’immigrés. Afin de faire un tri entre les effets causaux des délais et les corrélations illusoires, divers autres facteurs sont pris en considération, et il n’est en règle générale tenu compte que des effets à long terme.

Les résultats obtenus dans ce chapitre suggèrent que les délais préalables au regroupement familial peuvent avoir des conséquences négatives sur l’intégration à long terme des immigrés. Au bout de dix ans ou davantage dans le pays d’accueil, les migrants principaux qui n’ont été rejoints par leur conjoint qu’après un certain temps gagnent des salaires sensiblement moins élevés que les migrants principaux qui leur sont par ailleurs en tous points comparables. Les conjoints qui arrivent après un certain délai ont eux-mêmes une moindre probabilité de maîtriser la langue du pays d’accueil au bout de cinq années de séjour ou davantage. Les enfants arrivés alors qu’ils étaient d’âge préscolaire paraissent ensuite mieux intégrés que ceux d’âge scolaire au moment de leur arrivée, notamment du point de vue de la maîtrise de la langue. Toutes les analyses tiennent compte de la durée du séjour dans le pays d’accueil, aussi ces résultats ne reflètent-ils pas simplement une durée de séjour plus courte du fait des délais préalables au regroupement ou de l’arrivée à un âge plus avancé.

Toutefois, certains résultats mettent aussi en évidence certains avantages potentiels des délais préalables au regroupement familial, sous l’angle des probabilités d’emploi. Les migrants principaux qui ont initialement passé davantage de temps dans le pays sans leur conjoint ont une plus grande probabilité de disposer d’un emploi au bout de dix ans ou davantage dans le pays d’accueil. Les conjoints arrivés après un certain temps aux États-Unis paraissent avoir une probabilité légèrement moindre de disposer d’un emploi au bout de cinq ans ou davantage. Ces résultats ne sont toutefois obtenus que dans certains contextes particuliers et ne sont pas valables pour tous les pays, ni indistinctement pour les deux sexes.

Les résultats ne sont pas sans conséquence sur la politique migratoire : les conditions imposées en matière de regroupement familial peuvent contribuer à générer des délais, comme ce chapitre le démontre dans le cas de l’Allemagne. En 2017, presque tous les pays de l’OCDE mettaient en œuvre sous une forme ou une autre une condition de revenus du migrant principal, 25 demandaient à celui-ci de démontrer qu’il disposait d’un logement adéquat, 14 exigeaient une durée de séjour minimale du migrant principal, et cinq d’entre eux imposaient aux conjoints une condition de maîtrise préalable de la langue (voir le tableau A.1 dans OCDE (2017[30])). Beaucoup de familles immigrées ne remplissent ces conditions qu’après quelques années, de sorte que le regroupement familial s’en trouve différé. Si ces conditions et ces procédures visent à garantir une bonne intégration des conjoints, les éléments d’appréciation présentés dans ce chapitre n’indiquent guère qu’elles répondent à cette attente.

En outre, les responsables de l’action publique des pays de l’OCDE devraient mûrement réfléchir à la contribution du regroupement familial à la capacité de leurs pays à attirer et à retenir les immigrés hautement qualifiés. Les conditions et les procédures de regroupement familial ainsi que les conditions d’accès au marché du travail des membres de la famille sont d’importants éléments de l’attractivité d’un pays pour les immigrés hautement qualifiés qui ont une famille (Tuccio, 2019[70]). Les analyses antérieures ont montré que les immigrés hautement qualifiés paraissent rester bien plus longtemps dans le pays d’accueil si leur conjoint y trouve également un emploi (OCDE, 2016[71]). Dans un certain nombre de pays de l’OCDE, les conditions applicables au regroupement familial sont donc plus généreuses pour les immigrés hautement qualifiés que pour les autres immigrés, quand elles ne sont pas purement et simplement levées dans leur cas.

Ce chapitre obtient des résultats relativement solides et conformes aux études publiées existantes pour ce qui est de l’effet de l’âge à l’arrivée sur l’intégration des enfants des immigrés. Il est donc essentiel d’éviter de longs délais de regroupement familial afin de préserver les perspectives d’intégration des enfants d’immigrés. Les conditions et les procédures applicables aux migrations familiales peuvent être conçues de telle sorte qu’elles encouragent les immigrés à faire venir rapidement leurs enfants dans le pays d’accueil (OCDE, 2017[30]). Les efforts pour réduire les délais de regroupement familial pourraient également prendre la forme d’une information systématique des immigrés au sujet des possibilités de regroupement familial, de manière à assurer la transparence des conditions et des procédures applicables, et à accélérer le processus.

Pour ce qui est des débats publics sur la politique migratoire, les résultats de ce chapitre suggèrent que les affirmations relatives aux effets généralement positifs ou négatifs de la présence de la famille sont trop simplistes. La présence de la famille peut jouer un rôle positif sur certains aspects de l’intégration et un rôle négatif sur certains autres. Ces effets risquent d’être bien souvent d’une ampleur relativement modeste, et ils pourraient être très variables selon les groupes d’immigrés et d’un pays d’accueil à l’autre. Il conviendrait de garder ces considérations à l’esprit et d’entreprendre des études empiriques approfondies sur le rôle de la présence de la famille dans chaque contexte national particulier et pour les différentes catégories d’admission des migrants principaux.

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Notes

← 1. La différence pourrait résulter du fait que les données pour les pays européens de l'OCDE ne peuvent être limitées aux migrants qui étaient mariés au moment de leur arrivée dans le pays d'accueil. Il convient également de noter que les résultats du Graphique 4.3 ne sont pas directement comparables aux résultats du Tableau A du Graphique 4.2 : les immigrés dont le conjoint est absent ou arrivé avec plus de 9 ans de retard ne sont pas inclus dans la Graphique 4.3.

← 2. Malgré une corrélation limitée entre le délai écoulé avant l’arrivée du conjoint et la situation de handicap de celui-ci, (coefficient de corrélation de 0.12), il ne semble pas qu'il s'agisse d'un instrument peu performant : il est hautement significatif au premier stade de l’estimation (la statistique du test F est de 90) et franchit les tests destinés à déceler les variables instrumentales peu performantes. Les résultats sont basés sur un nombre important d'observations puisque près de 8 % des conjoints recensés dans l’American Community Survey déclarent se trouver en situation de handicap.

← 3. Cet écart pourrait également être dû à un biais fréquent lors de l’estimation d’une variable instrumentale. Cependant, divers diagnostics portent à croire que la situation de handicap constitue une bonne variable instrumentale (voir la note précédente).

← 4. La plupart des résultats rapportés s’avèrent similaires pour les durées de séjour d’au moins dix ans, mais leur fiabilité statistique est un peu moindre.

← 5. Étant donné que les conjoints des immigrés sont présents dans tous les ménages considérés et que leurs caractéristiques sont prises en compte, la présence du conjoint ne devrait avoir aucune incidence sur les résultats.