L'entrepreneuriat au Canada rural : Motivé par la nécessité ou l'opportunité?

De : Innovation, Sciences et Développement économique Canada

Table des matières

• Résumé
• Remerciements

1. Introduction
2. Revue sélective de la littérature
   • 2.1 Entrepreneuriat et croissance
   • 2.2 L'entrepreneuriat par opportunité ou par nécessité
3. Données et statistiques descriptives
4. Stratégie empirique
5. Résultats
6. Extension
7. Conclusions
8. Références

1  Introduction

Le soutien du développement économique dans les régions rurales prend de plus en plus d'importance au moment où les régions canadiennes connaissent un vieillissement rapide de leur population et une émigration des jeunes vers les régions urbaines. Une des stratégies utilisées pour soutenir la croissance économique en région rurale est de favoriser la création d'entreprises. Les programmes au soutien du développement des entreprises dans les régions éloignées et rurales sont devenus d'importants outils de politique dans les pays de l'Organisation de coopération et de développement économiques (OCDE) en raison de leur incidence positive sur la croissance économique (OCDE, 2012). Dans la dynamique de création d'entreprises et de croissance économique, la motivation des entrepreneurs qui décident de démarrer une entreprise est un élément important à considérer qui est souvent ignoré. Cette décision de devenir entrepreneur est-elle tributaire de la nécessité ou de l'opportunité? L'entrepreneuriat par opportunité peut être défini comme le démarrage d'une entreprise pour tirer profit d'une opportunité d'affaires. L'entrepreneuriat par nécessité, en revanche, consiste à démarrer une entreprise parce qu'il n'y a pas de meilleurs choix pour le travail. La documentation démontre généralement que les entreprises en démarrage axées sur l'opportunité devraient avoir de meilleurs résultats économiques, par exemple un taux de survie plus long et une plus grande incidence sur la croissance économique (p. ex., Wennekers et coll., 2005).

La situation géographique d'une entreprise peut contribuer de diverses façons à la probabilité d'être une entreprise axée sur l'opportunité ou la nécessité. Les localisations urbaines ont tendance à donner accès à un plus grand bassin de consommateurs, ainsi qu'à améliorer la disponibilité des ressources humaines pour permettre de démarrer et d'exploiter une entreprise. Une différence rurale/urbaine est également possible dans l'accès aux ressources financières, même si la présente étude ne tente pas de confirmer ou d'infirmer cet aspect. En effet, l'Enquête sur le financement et la croissance des petites et moyennes entreprises de Statistique Canada révèle qu'environ 50,7 pour cent des entreprises au Canada rural ont sollicité un financement extérieur en 2017, comparativement à 46,2 pour cent au Canada urbain. En outre, l'enquête indique que parmi les entreprises qui n'ont pas sollicité un financement, la proportion de celles qui ont mentionné éprouver trop de difficultés ou de délais dans leurs demandes de financement est plus importante au Canada rural. Ceci semble indiquer que l'accès au financement peut s'avérer légèrement plus difficile pour les entreprises rurales que pour celles en région urbaine. En revanche, les régions rurales font également face à une concurrence moins vive et pourraient donc bénéficier d'une nouvelle occasion d'affaires créée par la demande locale. Il est important de noter, toutefois, que les obstacles associés à la situation géographique ont diminué au cours des dernières décennies avec l'évolution des technologies. L'utilisation accrue d'Internet et du commerce électronique, par exemple, a permis aux entreprises dans les collectivités rurales d'accéder à de nouveaux marchés et clients.

Lorsqu'on analyse la probabilité de devenir entrepreneur dans une région rurale dans une optique de développement économique, il importe de discerner entre l'entrepreneuriat par opportunité et par nécessité. S'il est plus probable que les entreprises en démarrage dans les régions rurales sont poussées par la nécessité, on s'attendrait à ce que l'incidence sur le niveau de développement économique régional soit plus faible. Toutefois, si les entreprises en démarrage en région rurale sont exploitées par opportunité, l'effet sur la croissance régionale devrait être plus important et l'entrepreneuriat pourrait constituer une stratégie viable pour le développement régional.

Cet article vise à offrir de nouvelles perspectives sur les facteurs contribuant à l'entrepreneuriat au Canada rural et à analyser si la décision de devenir entrepreneur au Canada rural est le fruit de la nécessité ou est motivée par l'opportunité. L'article s'articule comme suit : la section 2 passe en revue une sélection d'études pertinentes sur l'entrepreneuriat; la section 3 décrit les ensembles de données et présente quelques statistiques descriptives; la section 4 présente les modèles économétriques; la section 5 discute des résultats; la section 6 prolonge le travail par des analyses supplémentaires; et la section 7 présente les conclusions.

2  Revue sélective de la littérature

2.1  Entrepreneuriat et croissance

La documentation sur l'entrepreneuriat nous porte généralement à croire qu'il y a une relation positive entre celui-ci et la croissance économique. Cette hypothèse remonte aux travaux de Schumpeter (1934). Dans un des livres qui ont eu le plus d'influence sur la science économique, « La théorie du développement économique », Schumpeter explique que l'entrepreneuriat est le mécanisme sous-jacent dans le processus de développement économique. Dans le sillage de Schumpeter, un certain nombre d'articles ont documenté une relation entre la croissance économique et l'entrepreneuriat. Parmi ceux-ci, Baumol (1968) avançait que la fonction entrepreneuriale est une composante essentielle du processus de croissance économique et qu'en l'ignorant, nous risquons de ne pas prendre en compte une partie considérable de notre croissance historique.

Samila et Sorenson (2011) ont exploré la relation entre le capital de risque, l'entrepreneuriat et la croissance économique. Leurs résultats indiquent qu'une augmentation de l'offre de capital de risque stimule la création de nouvelles entreprises et augmente l'emploi et le revenu agrégé dans une région donnée. Cela, soutiennent-ils, pourrait s'expliquer par l'un de deux mécanismes. Le premier énonce que les entrepreneurs en période de latence qui ont besoin de capitaux tiennent compte de la disponibilité du capital de risque lorsqu'ils prennent la décision de démarrer leur entreprise. Selon le deuxième mécanisme, les nouvelles entreprises financées par le capital de risque servent d'inspiration et de terrain d'entraînement pour d'autres futurs entrepreneurs. Audretsch (2007) a démontré que le cadre de croissance de Solow est utile pour expliquer le lien entre le capital destiné à l'entrepreneuriat et la croissance économique. Il explique que l'entrepreneuriat a émergé comme force motrice de la croissance économique en servant d'importante voie de transmission pour les retombées du savoir. Avec la montée de l'importance du savoir comme facteur de production, le capital d'entrepreneuriat agit comme mécanisme clé grâce auquel les nouveaux savoirs sont transférés d'une organisation existante à une nouvelle entreprise. Van Stel et coll. (2005) ont enquêté empiriquement sur la relation entre l'activité entrepreneuriale et la croissance économique au niveau national. Ils ont étudié si l'effet est semblable pour les pays développés et moins développés. Comme pour le présent article, leur principale source de données était la base de données du Global Entrepreneurship Monitor (GEM)^{Note 1}. Ils ont ajouté des données du Global Competitiveness Report pour définir la croissance annuelle moyenne sur une période de cinq ans (19992003) comme variable dépendante. Leur principale variable indépendante était l'activité entrepreneuriale totale (AET)^{Note 2}, obtenue du GEM. Leur principale conclusion énonce que la AET a un effet négatif dans les pays en voie de développement et un effet positif dans les pays développés. Les auteurs expliquent que l'effet négatif observé dans les pays en voie de développement pourrait s'expliquer par le fait que les entrepreneurs doivent composer avec des niveaux inférieurs de capital humain, comparativement à ceux des pays développés. L'effet négatif pourrait également être le résultat de la présence de nombreux petits entrepreneurs qui seraient peut-être plus productifs s'ils étaient rémunérés par des entreprises plus importantes. Les auteurs soutiennent, cependant, que l'entrepreneuriat pourrait tout de même être favorisé dans un tel contexte si l'autre solution est le chômage.

Pour conclure, la documentation suggère un lien positif entre l'entrepreneuriat et la croissance économique, particulièrement dans les pays développés. La croissance économique dans les collectivités rurales accuse généralement un retard par rapport à celle des collectivités urbaines et la promotion de l'entrepreneuriat pourrait constituer une stratégie viable pour le développement régional.

2.2  L'entrepreneuriat par opportunité ou par nécessité

Wennekers et coll. (2005) ont également discuté de la relation en U entre la dynamique entrepreneuriale d'un pays et son niveau de développement économique. Ils ont analysé la distinction entre l'entrepreneuriat par opportunité et par nécessité au stade débutant. Une relation quadratique (en U) a été observée par rapport au revenu par habitant dans le cas de l'entrepreneuriat fondé sur l'opportunité, alors que la relation est négative pour l'entrepreneuriat fondé sur la nécessité. Les auteurs soutiennent que ces résultats sont plausibles intuitivement puisque les nouvelles opportunités d'entrepreneuriat surviennent dans la partie supérieure de la courbe du développement économique. Dans un autre contexte, Poschke (2013) a étudié les caractéristiques d'entrepreneurs par nécessité en décrivant ceux-ci et leurs entreprises. Il a observé que les entreprises dirigées par des entrepreneurs axés sur la nécessité sont, en moyenne, plus petites et ont des perspectives de croissance moindres. Pour ce qui est du profil du propriétaire, l'auteur a trouvé que les entrepreneurs axés sur la nécessité sont plus susceptibles d'avoir un niveau de scolarité inférieur et moins susceptibles d'être des femmes.

Lavesson (2018) a voulu savoir dans quelle mesure la distance des centres urbains influence les entreprises en démarrage par nécessité et par opportunité. Les données provenaient de Statistique Suède pour la période 20042012. Il a appliqué la méthode ordinaire des moindres carrés, avec comme variable dépendante les entreprises en démarrage par millier de travailleurs, et comme principale variable indépendante la distance au centre urbain le plus près. Ses résultats sont très intéressants, laissant entendre que les endroits situés à 100 kilomètres d'un centre urbain de toute taille connaissent un taux d'entreprises en démarrage par millier de travailleurs de 4,62 fois supérieur. Le résultat correspondant pour les entreprises en démarrage par nécessité est de 2,24, et on a observé un effet positif, mais non significatif, dans le cas des entreprises en démarrage par opportunité. L'auteur conclut que les municipalités rurales semblent protégées de la concurrence urbaine et créent davantage d'entreprises en démarrage en raison de l'éloignement. Au-delà d'une certaine distance, la population d'une région éloignée ne se déplace pas en ville pour acheter des biens et services et compte davantage sur les fournisseurs locaux. Block et Sandner (2009) ont utilisé des données de l'étude du German Socio-Economic Panel pour étudier s'il y a une différence entre les entrepreneurs par nécessité et par opportunité au chapitre de la durée du travail autonome. Leurs résultats indiquent que les entrepreneurs par opportunité demeurent autonomes plus longtemps que les entrepreneurs par nécessité, mais que les résultats ne sont plus significatifs si on tient compte de la scolarité dans le domaine professionnel dans lequel les entrepreneurs démarrent leur entreprise. Ils expliquent que leurs résultats souffrent sans doute d'un biais de sélection puisque leur échantillon n'a retenu que des personnes qui sont devenues entrepreneurs. Acs et coll. (2004) indiquent que les entrepreneurs par nécessité sont plus concentrés dans les pays à faible revenu et que les pays avec un faible nombre d'entrepreneurs par opportunité par rapport aux entrepreneurs par nécessité connaîtront un produit intérieur brut par habitant inférieur. Leurs résultats laissent également entendre que les entrepreneurs plus instruits sont plus susceptibles d'être motivés par l'opportunité, contrairement aux entrepreneurs moins instruits qui ont plus de chances d'être poussés par la nécessité, conclusion à laquelle est également arrivée la présente étude, comme on le verra plus loin.

Pour résumer, la documentation à laquelle on a renvoyé plus haut suggère que les entrepreneurs par nécessité sont généralement moins désirables, sur le plan de leurs répercussions économiques, que les entrepreneurs par opportunité. Elle indique également que les entrepreneurs par nécessité bénéficient généralement de niveaux inférieurs de capital humain et pourraient avoir moins de chances de réussir que les entrepreneurs par opportunité. Dans le cadre de la présente analyse, l'entrepreneuriat pourrait constituer une bonne stratégie pour favoriser le développement économique régional, mais il importe de discerner si les entrepreneurs en région rurale sont plus susceptibles d'être motivés par l'opportunité que par la nécessité. Il n'est pas suggéré ici que les entrepreneurs par nécessité sont indésirables au Canada rural. Plutôt, on soutient que les programmes gouvernementaux de soutien au démarrage destinés aux entreprises en région rurale pourraient être conçus différemment pour les entrepreneurs par opportunité et par nécessité pour maximiser leur efficacité au chapitre du développement régional. En outre, les articles cités plus haut ont en commun le fait de ne pas corriger pour l'autosélection qui a lieu dans l'entrepreneuriat lorsqu'on compare les entrepreneurs par opportunité et par nécessité. Le présent article contribue à la documentation en tenant compte du biais de sélection grâce à l'utilisation d'un modèle de sélection de Heckman.

3  Données et statistiques descriptives

Les ensembles de données utilisés pour cet article sont les microdonnées transversales totalisées de 2016, 2017, 2018 et 2019 de l'enquête auprès de la population adulte du GEM pour le Canada^{Note 3}. L'enquête auprès de la population adulte du GEM offre une riche source d'information sur les caractéristiques économiques, démographiques et géographiques d'un échantillon national représentatif de non-entrepreneurs et d'entrepreneurs entre l'âge de 18 et 99 ans. Dans l'ensemble de données, les entrepreneurs sont divisés en trois principaux groupes : les entrepreneurs au stade débutant, les nouveaux entrepreneurs et les entrepreneurs établis^{Note 4}. L'enquête du GEM fournit également des renseignements sur les perceptions à l'égard de l'entrepreneuriat, ainsi que de l'information détaillée sur les motivations, attitudes et ambitions de personnes qui sont prêtes à démarrer, ou ont démarré, une entreprise.

Le tableau 1 présente des statistiques sommaires pour les principales variables de l'échantillon. La première colonne présente des statistiques pour tous les entrepreneurs au stade débutant^{Note 5}, la deuxième pour les entrepreneurs par opportunité au stade débutant et la troisième pour les entrepreneurs par nécessité au stade débutant. Parmi les entrepreneurs débutants, 4,8 pour cent vivent au Canada rural et 39,0 pour cent sont axés sur la nécessité, alors que
61,0 pour cent sont motivés par les opportunités. Seuls 2,6 pour cent de tous les entrepreneurs par nécessité au stade débutant vivent au Canada rural, un chiffre qui atteint 6,2 pour cent dans le cas des entrepreneurs par opportunité au stade débutant. Les entrepreneurs par opportunité au stade débutant ont également un plus haut niveau de scolarité, en moyenne, que les entrepreneurs par nécessité au même stade. Pour ce qui est de la situation d'emploi^{Note 6}, il y a une différence significative entre les entrepreneurs par opportunité au stade débutant et ceux poussés par la nécessité. En effet, la proportion d'entrepreneurs par opportunité au stade débutant qui travaillent (93,1 pour cent) est significativement plus élevée que celle des entrepreneurs par nécessité au stade débutant (87,0 pour cent). Il y a également une proportion significativement plus élevée d'entrepreneurs par nécessité au stade débutant qui ne travaillent pas (10,0 pour cent), si on les compare aux entrepreneurs par opportunité au même stade (3,4 pour cent).

4  Stratégie empirique

Le résultat attribuable à la nécessité ou à l'opportunité n'est observable que pour le sous-échantillon de personnes qui deviennent des entrepreneurs débutants. Cela soulève donc le problème de la sélection de l'échantillon (Heckman, 1979). Si on ne tient pas compte de l'autosélection de la personne qui devient entrepreneur débutant, un biais pourrait en résulter selon la manière dont les entrepreneurs débutants et non débutants diffèrent dans leur décision de devenir entrepreneurs en se fondant sur la nécessité ou l'opportunité. Par exemple, une personne qui essaie de devenir entrepreneur, mais qui n'y réussit pas, ne sera pas incluse dans l'échantillon des entrepreneurs débutants et pourrait avoir des motivations autres quant à l'opportunité ou la nécessité face à l'entrepreneuriat au stade débutant. Heckman (1979) et Wooldridge (2010) ont souligné que la présence d'un biais de sélection peut être vue comme un problème de variable omise dans l'échantillon sélectionné.

Pour aborder le problème des facteurs non observés qui influent sur l'autosélection dans les décisions des entrepreneurs débutants, un modèle probit de sélection de Heckman a été utilisé, dans la forme suivante :

La première équation (1.0) est l'équation de sélection qui tient compte de la probabilité de devenir entrepreneur débutant et la deuxième équation (1.1) est la principale équation d'intérêt à estimer, représentant la possibilité de devenir un entrepreneur par opportunité plutôt que par nécessité. La variable dépendante de l'équation principale est ${\mathrm{opportunité}}_{i,t}^{*}$ , qui est égale à 1 si la décision de démarrer une entreprise est motivée par l'opportunité et 0 si elle est motivée par la nécessité^{Note 7}. La variable indépendante clé est ${\mathrm{rural}}_{i,t}$, égale à 1 si la personne habite au Canada rural et à 0 autrement^{Note 8}. Si l'entrepreneuriat au Canada rural est motivé davantage par l'opportunité que par la nécessité comparativement au Canada urbain, le signe du paramètre ${}_1$ devrait être positif et sa valeur significative.

La matrice $X_{i,t}$ contient les variables de contrôle socioéconomiques qui sont censées avoir un effet sur le fait de devenir entrepreneur par opportunité, notamment l'âge, l'âge au carré, le sexe, la scolarité, et la situation d'emploi dans une spécification enrichie de la présente étude. Le vecteur ${}_t$ comprend des effets fixes selon l'année pour tenir compte de tendances globales.

L'équation (1.0) est l'équation de sélection où ${\mathrm{entrep\_débutant}}_{i,t}^{*}$ est égale à 1 si la personne est un entrepreneur débutant et 0 autrement. Une restriction d'exclusion est ajoutée à l'équation de première étape, représentée par la variable $Z_{i,t}$ , qui influence la décision de l'entrepreneur débutant, mais est censée ne pas avoir d'influence directe sur le fait d'être motivé par l'opportunité ou la nécessité. Si la restriction d'exclusion n'est pas ajoutée, la stratégie d'identification ne pourra compter que sur l'hypothèse d'une distribution normale à deux variables et peut produire des résultats erronés (Wooldridge, 2010). Les candidats possibles pour la variable $Z_{i,t}$ sont des variables de perception. Ces variables devraient avoir un effet important sur la probabilité de démarrer une entreprise, mais ne devraient pas avoir un effet direct sur le fait qu'une personne démarre l'entreprise par nécessité ou opportunité. Il y a une documentation importante sur la relation entre les variables de perception et la décision de devenir entrepreneur^{Note 9}. Comme pour l'équation principale (1.1), le vecteur ${}_t$ dans l'équation de sélection (1.0) comprend des effets fixes selon l'année pour tenir compte de tendances globales.

Les principales variables de perception disponibles dans les ensembles de données sont une variable indicatrice attestant si la personne connaissait un modèle de rôle qui aurait pu influencer sa décision de démarrer une entreprise; une autre variable indicatrice révélant si la personne pensait posséder les connaissances, les compétences et l'expérience pour démarrer une nouvelle entreprise; et une variable indiquant si la personne pensait qu'il était facile de démarrer une entreprise. Pour tester la corrélation entre ces variables et les deux variables dépendantes, la matrice de corrélation par paires, présentée au tableau 2, a été estimée. Comme prévu, les résultats indiquent que les variables de perception relatives à l'effet du modèle de rôle et aux compétences en entrepreneuriat ont une corrélation positive au fait de devenir un entrepreneur débutant et la corrélation est très significative au niveau de signification de 0,01. Toutefois, aucune corrélation significative n'a été observée pour la variable de perception « facilité de démarrage » par rapport au fait de devenir entrepreneur débutant, laissant entendre qu'elle n'est peut-être pas bonne à inclure dans la matrice d'exclusion. De plus, la matrice de corrélation confirme également que les variables de perception ne sont pas significativement corrélées à la motivation par opportunité ou nécessité derrière la décision de devenir entrepreneur débutant. Dans l'ensemble, la matrice de corrélation par paires confirme que les variables de perception relatives à l'effet du modèle de rôle et aux compétences en matière d'entrepreneuriat sont de bonnes candidates pour une restriction d'exclusion grâce à leur corrélation significative à l'entrepreneuriat au stade débutant, mais ne sont pas corrélées au fait de devenir entrepreneur débutant par opportunité ou nécessité^{Note 10}.

Le modèle à deux équations a été résolu à l'aide d'une estimation du maximum de vraisemblance au lieu du modèle de Heckman à deux étapes parce que la variable dépendante dans l'équation principale (1.1) de cette étude est de forme binaire (Van de Ven et Van Pragg, 1981; Freedman et Sekhon, 2010). On suppose une distribution normale à deux variables pour les termes d'erreur $u_{i,t}$ et ${}_{i,t}$ où $$ représente la corrélation entre les termes d'erreur. Si la valeur de $$ est statistiquement différente de zéro, cela confirme le problème du biais de sélection dans ce modèle d'étude et l'application du modèle probit standard à l'équation principale donnera des résultats biaisés, alors que le modèle probit de Heckman donnerait des estimations cohérentes et efficaces. Comparativement au modèle probit standard, l'estimation de log-vraisemblance du modèle probit de Heckman inclura la corrélation $$, si $=0$ la log-vraisemblance du modèle probit sera semblable à l'estimation du modèle probit de Heckman. Toutes les régressions sont pondérées, et les pondérations sont normalisées pour totaliser les tailles respectives de l'échantillon pour chaque année de l'Enquête auprès de la population adulte du GEM.

5  Résultats

Le tableau 3 présente les résultats de l'effet marginal estimé évalué à la moyenne des variables explicatives. Les premières étapes (l'équation 1) du modéle de Heckman sont présentées dans les colonnes 3 et 6, où les variables de perception de l'effet du modèle de rôle et des compétences sont incluses pour appliquer la restriction d'exclusion. Comme prévu, ces variables sont positives et statistiquement très significatives au niveau de signification de 1 pour cent. Dans la première étape de l'équation de sélection de Heckman (colonne 3), le résultat de l'effet marginal estimé indique que les personnes qui ont un modèle de rôle ont 6,4 pour cent plus de chances de démarrer une nouvelle entreprise. Les résultats pour les variables de perception montrent également que les personnes qui rapportaient croire qu'elles ont les connaissances, les compétences et l'expérience requises pour démarrer une nouvelle entreprise ont 8,2 pour cent plus de chances de le faire.

Les valeurs de $$ des tests de Wald montrent que les coefficients estimés $$, qui mesurent la corrélation entre les termes d'erreur des équations de l'entrepreneuriat au stade débutant et de l'entrepreneuriat au stade débutant motivé par l'opportunité ne sont pas statistiquement significatifs. Ce résultat indique que des facteurs non observés qui influent sur la probabilité de devenir un entrepreneur débutant et celle qu'un entrepreneur débutant soit motivé par l'opportunité plutôt que par la nécessité vont dans la même direction. En effet, comme on peut le voir dans les colonnes (1) et (2), le modèle probit de Heckman et le modèle probit donnent des résultats semblables.

Notes:
Hétéroscédasticité — les écarts-types robustes sont entre parenthèses.
Toutes les régressions sont pondérées à l’aide de pondérations normalisées.
Source : Global Entrepreneurship Monitor, Enquête auprès de la population adulte, 2016-2019.

Les résultats de l'équation principale (1.1) dans les colonnes 1 et 2 montrent que le fait de vivre dans une collectivité rurale a un effet positif sur la probabilité de devenir un entrepreneur par opportunité au stade débutant. Le résultat est statistiquement significatif au niveau de signification de 5 pour cent, et économiquement significatif, avec une différence de 25,1 points de pourcentage comparativement à une collectivité urbaine. À première vue, on s'attendrait au résultat contraire étant donné qu'il pourrait y avoir moins de possibilités d'emploi et un plus haut taux de chômage au Canada rural par rapport au Canada urbain. Toutefois, les résultats indiquent une autre tendance. Une explication possible est qu'il y a plus de possibilités d'entrepreneuriat au Canada rural en raison d'une concurrence plus faible. Les populations rurales sont moins susceptibles de voyager pour acheter des produits et services, ce qui peut créer des occasions d'affaires, en partie dues à l'évolution des besoins de la population rurale (Lavesson, 2018). L'autre variable qui a un effet significatif sur la probabilité de devenir un entrepreneur par opportunité au stade débutant est le niveau de scolarité. Comparativement aux personnes qui n'ont pas de diplôme d'études secondaires, ceux avec une scolarité de 2^e ou 3^e cycle sont 31,5 pour cent plus susceptibles de devenir entrepreneurs par opportunité au stade débutant.

Le modèle a été enrichi en ajoutant une variable de contrôle pour la situation d'emploi. On s'attendait à ce que les chômeurs soient plus susceptibles de démarrer une entreprise par nécessité, et la prise en compte de cet effet par le modèle est importante. Les résultats dans les colonnes 4 et 5, toutefois, révèlent que les personnes qui ne travaillent pas ont 22,1 pour cent moins de chances de devenir des entrepreneurs par opportunité comparativement aux personnes qui travaillent. Ce résultat est statistiquement significatif au niveau de signification de 5 pour cent.

6  Extension

Une constatation clé de la présente étude a été que les entrepreneurs du Canada rural sont plus susceptibles d'être motivés par l'opportunité que par la nécessité. Comme il a été mentionné précédemment, une explication possible pour ceci est le fait que les entrepreneurs en région rurale sont confrontés à un niveau inférieur de concurrence. Les régions rurales semblent plus protégées de la concurrence urbaine parce que leur population ne se rend pas facilement dans les grands centres urbains, ce qui crée davantage de possibilités de démarrer une entreprise localement. Si cette explication est valide, on s'attendrait à ce que les petites et moyennes villes qui sont plus près des grandes villes se comparent négativement ou de façon non significative aux grands centres urbains au chapitre des possibilités de démarrer une entreprise, puisque leur population peut facilement s'y rendre. Pour tester la robustesse de ces résultats, l'échantillon a été divisé en quatre groupes géographiques : villes rurales, petites villes, moyennes villes et grandes villes^{Note 11}.L'analyse a ensuite été reprise pour estimer la différence en entrepreneuriat par opportunité (tableau 4).

Les effets marginaux estimés présentés au tableau 4 indiquent que le fait de vivre en région rurale a toujours un effet positif significatif (variant de 23,6 à 25,2 points de pourcentage) sur la probabilité de devenir un entrepreneur débutant motivé par l'opportunité comparativement au nouveau groupe de référence (grandes villes). Comme prévu, l'effet marginal estimé pour les petites et moyennes villes est de petite magnitude et non significatif statistiquement comparativement aux grandes villes. Ces résultats vont dans le sens de l'hypothèse que les villes rurales sont davantage un terreau pour l'entrepreneuriat par opportunité au stade débutant en raison de leur éloignement des grandes villes, ce qui les protège des grands concurrents.

L'analyse a également été étendue pour étudier l'effet conjoint de l'âge et de la vie en collectivité rurale sur les entrepreneurs par opportunité au stade débutant. Au Canada, on rapporte que les populations rurales vieillissent plus rapidement que leurs homologues urbains (Dandy et Bollman, 2008). Les résultats des régressions selon l'opportunité et la nécessité pour cette étude ont montré que l'âge a un effet négatif, mais non significatif, sur la probabilité de devenir un entrepreneur par opportunité au stade débutant. Toutefois, les résultats ne donnent aucune information sur l'importance de l'effet de l'âge au Canada rural. Pour tester ceci, le modèle de Heckman a été repris en ajoutant une interaction entre le fait de vivre au Canada rural et l'âge. Les équations et prennent maintenant la forme suivante :

${\mathrm{entrep\_débutant}}_{i,t}=\{\begin{array}{c}1\\ 0\end{array}\genfrac{}{}{0ex}{}{\mathrm{si} {\mathrm{entrep\_débutant}}_{i,t}^{*}>0}{\mathrm{sinon}}$

${\mathrm{opportunité}}_{i,t}=\{\begin{array}{c}1\\ 0\end{array}\genfrac{}{}{0ex}{}{\mathrm{si} {\mathrm{opportunité}}_{i,t}^{*}>0}{\mathrm{sinon}}$

Les résultats des régressions sont présentés au tableau 5. ${}_3$ est le coefficient d'intérêt, l'effet conjoint (c'est-à-dire l'effet d'interaction) de l'âge et du fait de vivre au Canada rural pour les entrepreneurs par opportunité. Encore une fois, les modèles probit et de Heckman donnent des résultats semblables, indiquant que l'effet conjoint de l'âge et du fait de vivre au Canada rural est négatif et statistiquement significatif −1,3 point de pourcentage). Ce résultat indique que l'effet de vivre au Canada rural comparativement au Canada urbain quant à la décision de devenir un entrepreneur par opportunité décroît avec l'âge. Pour mieux comprendre cet effet significatif, les probabilités prédites sont illustrées à la figure 1. La figure 1 montre une relation négative importante entre l'âge et l'entrepreneuriat par opportunité au stade débutant au Canada rural et une relation négative plus modérée au Canada urbain. Elle révèle également que les personnes vivant dans des collectivités rurales qui ont moins de 65 ans sont plus susceptibles de devenir entrepreneurs par opportunité au stade débutant que ceux du même âge vivant au Canada urbain. Après 65 ans, toutefois, l'effet de vivre dans des collectivités rurales plutôt qu'urbaines sur la décision de devenir entrepreneur par opportunité au stade débutant disparaît.

Notes:
Hétéroscédasticité — les écarts-types robustes sont entre parenthèses.
Les contrôles socioéconomiques comprennent notamment le sexe, l’âge au carré, l’éducation et la situation d’emploi.
Source : Global Entrepreneurship Monitor, Enquête auprès de la population adulte, 2016-2019.

Figure 1 : Les probabilités prédites de devenir un entrepreneur par opportunité au stade débutant par zone géographique et âge

Source : Global Entrepreneurship Monitor, Enquête auprès de la population adulte, 2016-2019.

7  Conclusions

Comme le Canada rural fait face à un certain nombre de défis, favoriser l'entrepreneuriat pourrait être une stratégie viable pour le développement rural. L'entrepreneuriat peut être une stratégie économique attrayante pour les collectivités rurales et la question de savoir si les entrepreneurs sont motivés par la nécessité ou l'opportunité devrait jouer un rôle important dans ce contexte. La littérature montre généralement que les entrepreneurs motivés par l'opportunité ont tendance à obtenir de meilleurs résultats économiques que ceux motivés par la nécessité (p. ex., Wennekers et coll., 2005; Poschke, 2013). Toutefois, il a également été suggéré que l'entrepreneuriat motivé par la nécessité est préférable à l'autre solution qui est le chômage. Dans les deux cas, si favoriser l'entrepreneuriat est utilisé comme stratégie pour soutenir les collectivités rurales, il est important de comprendre les motivations des entrepreneurs, entre autres s'ils sont plus susceptibles d'être motivés par l'opportunité ou la nécessité ainsi que d'autres facteurs qui pourraient influencer leur choix.

On a étudié la question de savoir si la décision de devenir entrepreneur dans les collectivités rurales est motivée par l'opportunité ou la nécessité, à l'aide des données tirées de l'Enquête auprès de la population adulte de 2016, 2017, 2018 et 2019 du Global Entrepreneurship Monitor (GEM). Les résultats révèlent que les collectivités rurales sont environ 25 pour cent plus susceptibles de renfermer des entrepreneurs par opportunité au stade débutant que les collectivités urbaines. Le résultat est robuste selon les divers modèles et spécifications. Ceci est un résultat en partie surprenant, car on s'attendrait à ce que les collectivités urbaines présentent de meilleures opportunités de démarrage en raison d'un accès facilité aux ressources. Une voie d'explication possible pour ce résultat est que les collectivités rurales pourraient bénéficier d'un degré de concurrence moindre et que les consommateurs ruraux pourraient être moins enclins à voyager pour l'achat de produits et services en se rabattant sur les marchés locaux. On a également trouvé que l'effet de l'opportunité en milieu rural diminue avec l'âge jusqu'à s'annuler complètement à environ 65 ans. De plus, on a observé que le niveau de scolarité a une relation positive significative avec la décision de devenir entrepreneur par opportunité au stade débutant. Comparativement aux personnes qui n'ont pas de diplôme d'études secondaires, ceux avec une scolarité de 2^e ou 3^e cycle ont 31,5 pour cent plus de chances de devenir entrepreneurs par opportunité au stade débutant.

Pour conclure, cette recherche a montré que l'entrepreneuriat par opportunité au stade débutant est plus répandu dans les régions rurales, ce qui appuie la stratégie de l'entrepreneuriat pour le développement régional. Pour ce qui est des implications en matière de politiques, il est important de créer un milieu favorable aux entrepreneurs. Les entrepreneurs dans les régions rurales semblent capables de reconnaître les possibilités du marché et d'en tirer profit, mais il faut un milieu qui leur facilite la tâche. Un autre défi est l'accès au capital humain. Les collectivités rurales connaissent un vieillissement plus rapide de leur population et un exode des jeunes vers les régions urbaines. Comme la population plus jeune se déplace souvent vers les collectivités urbaines pour de meilleures possibilités d'emploi, la stratégie de l'entrepreneuriat pourrait être encouragée comme moyen de retenir une partie de cette population. Une autre stratégie serait d'attirer de nouveaux immigrants vers les régions rurales et de les y retenir, ce qui pourrait créer un plus grand bassin de nouveaux entrepreneurs, offrir plus de main-d'œuvre pour les entreprises existantes et augmenter le nombre de consommateurs potentiels. Enfin, les résultats ont montré que les variables de perception ont un effet important sur la décision de devenir entrepreneur débutant. Comme la documentation l'a montré, des institutions informelles pourraient également servir à promouvoir les avantages et le processus de l'entrepreneuriat au stade débutant dans les
collectivités rurales.

8  Références

Acs, Zoltan J., Pia Arenius, Michael Hay et Maria Minniti, « Global Entrepreneurship Monitor: 2004 Executive Report », Londres, London Business School, 2004.

Audretsch, David B., « Entrepreneurship capital and economic growth », Oxford Review of Economic Policy, 23(1), p. 63-78, 2007.

Baumol, William J., « Entrepreneurship in economic theory », American Economic Review, 58(2), p. 6471, 1968.

Block, Jörn et Philipp Sandner, « Necessity and opportunity entrepreneurs and their duration in self-employment: Evidence from German micro data », Journal of Industry, Competition and Trade, 9(2), p. 117137, 2009.

Dandy, Kimberly et Ray D. Bollman, « Seniors in Rural Canada », Rural and Small Town Canada Analysis Bulletin, 7(8), p. 1-56, Ottawa, Statistique Canada, 2008.

Freedman, David A. et Jasjeet S. Sekhon, « Endogeneity in probit response models », Political Analysis, 18(2), p. 138150, 2010.

Heckman, James J., « Sample selection bias as a specification error », Econometrica, 47(1), p. 153161, 1979.

Lafuente, Esteban, Yancy Vaillant et Josep Rialp, « Regional differences in the influence of role models: Comparing the entrepreneurial process of rural Catalonia », Regional Studies, 41(6), p. 779-796, 2007.

Lavesson, Niclas, « How does distance to urban centres influence necessity and opportunitybased firm startups? », Papers in Regional Science, 97(4), p. 1279-1303, 2018.

Minniti, Maria, « Entrepreneurship and network externalities », Journal of Economic Behavior & Organization, 57(1), p. 1-27, 2005.

Organisation de coopération et de développement économiques. Promoting Growth in All Regions, Paris, Publications de l'OCDE, 2012.

Poschke, Markus, « Who becomes an entrepreneur? Labor market prospects and occupational choice », Journal of Economic Dynamics and Control, 37(3), p. 693-710, 2013.

Samila, Sampsa et Olav Sorenson, « Venture capital, entrepreneurship, and economic growth », The Review of Economics and Statistics, 93(1), p. 338349, 2011.

Schumpeter, Joseph, The Theory of Economic Development, Cambridge, Harvard University Press, 1934.

Van de Ven, Wynand P.M.M. et Bernard M.S. Van Praag, « The demand for deductibles in private health insurance: A probit model with sample selection », Journal of Econometrics, 17(2), p. 229-252, 1981.

Van Stel, André, Martin Carree et Roy Thurik, « The effect of entrepreneurial activity on national economic growth », Small Business Economics, 24(3), p. 311-321, 2005.

Wennekers, Sander, André van Wennekers, Roy Thurik et Paul Reynolds, « Nascent entrepreneurship and the level of economic development », Small Business Economics, 24(3), p. 293-309, 2005.

Wooldridge, Jeffrey M., Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data, vol. 1. Cambridge, The MIT Press, 2010.

Notes de bas de page