D.T. 7/98 Décision rendue le 29 juillet 1998
LOI CANADIENNE SUR LES DROITS DE LA PERSONNE
(L.R.C., 1985, ch. H-6 (version modifiée))
TRIBUNAL DES DROITS DE LA PERSONNE
ENTRE :
L'ALLIANCE DE LA FONCTION PUBLIQUE DU CANADA
la plaignante
- et -
COMMISSION CANADIENNE DES DROITS DE LA PERSONNE
la Commission
- et -
CONSEIL DU TRÉSOR
l'intimé
DÉCISION DU TRIBUNAL - PHASE II
Tribunal : Donna Gillis, présidente
Norman Fetterly, membre
Joanne Cowan-McGuigan, membre
Comparutions : Andrew Raven
Avocat de l'Alliance de la fonction publique du Canada
Rosemary Morgan et René Duval
Avocats de la Commission canadienne des droits de la personne
Duff Friesen, Lubomyr Chabursky et Deborah Smith
Avocats du Conseil du Trésor
Lieu de l'audience : Ottawa (Ontario) Renvoi: D.T. 2/96 15 fevrier 1996TRADUCTION
TABLE DES MATIÈRES
A. L'étude sur la parité salariale 1
B. Historique des plaintes fondées sur l'article 11 3
C. Le processus d'enquête de la Commission relatif aux plaintes fondées sur l'article 11 de la Loi canadienne sur les droits de la personne 6
D. Témoignages d'expert 12
A. L'intimé 15
B. La Commission 20
C. L'Alliance 25
IV. MÉTHODE DE RAJUSTEMENT DES SALAIRES 29
A. La méthode de la Commission : niveau/segment 30
B. La méthode de l'Alliance : 45
C. La méthode de l'intimé 52
(i). La méthode des groupes entiers 52
(ii). Inférence défavorable 66
V. LE SYSTÈME DE CLASSIFICATION DE L'EMPLOYEUR 71
VI. L'ARTICLE 11 DE LA LOI CANADIENNE SUR LES DROITS DE
A. Discrimination systémique 79
(i). Le concept de causalité 82
(ii). Historique de l'article 11 de la Loi canadienne sur les droits de la personne 88
B. Preuve prima facie de discrimination 91
(i). Le concept de l'«équivalence» 96
(ii). Le principe de l'«égalité» 99
VII. L'ORDONNANCE SUR LA PARITÉ SALARIALE 107
A. Historique de l'Ordonnance sur la parité salariale 107
B. Articles 12 et 13 de l'Ordonnance sur la parité salariale 113
(i). Groupes professionnels 113
C. Article 14 de l'Ordonnance sur la parité salariale 121
D. Validité de l'article 14 de l'Ordonnance sur la parité salariale 129
E. Article 15 de l'Ordonnance sur la parité salariale 143
(i). Comparaisons directe et indirecte 149
F. Interprétation de l'article 15 de l'Ordonnance sur la parité salariale 159
VIII. SÉLECTION DE LA MÉTHODE DE RAJUSTEMENT SALARIAL 162
A. Choix de la méthode 162
B. L'effet de cliquet 190
IX. TAUX SALARIAUX RÉGIONAUX 196
A. Rétroactivité 204
B. Méthode de paiement et calcul du paiement 227
C. Intérêts 229
D. Préjudice moral et indemnité spéciale 236
E. Dépens 240
A. L'étude sur la parité salariale
1. Le 19 décembre 1984, le groupe Commis aux écritures et aux règlements (CR) de la fonction publique fédérale a déposé auprès de la Commission canadienne des droits de la personne (la «Commission») une plainte alléguant un traitement discriminatoire en contravention des articles 7 et 11 de la Loi canadienne sur les droits de la personne, L.R.C., 1985, ch. H-6 (la «Loi»). La plainte porte que les membres de ce groupe exécutent des fonctions équivalentes à celles des membres du groupe Administration des programmes (PA), à prédominance masculine. La plainte (pièce HR-10) se lit en partie comme suit :
[TRADUCTION]
Nous alléguons que les membres du groupe Commis aux écritures et aux règlements, à prédominance féminine, de la fonction publique fédérale qui exécutent des fonctions équivalentes à celles des membres du groupe Administration des programmes, à prédominance masculine, ont touché depuis la création de ces groupes et touchent actuellement un salaire inférieur pour ces fonctions, en contravention des articles 7 et 11 de la Loi canadienne sur les droits de la personne.
2. En mars 1985, le gouvernement a lancé un programme de mesures proactives visant à déceler et à éliminer les écarts salariaux attribuables à une partialité fondée sur le sexe dans la fonction publique fédérale. Le gouvernement a annoncé ces mesures le 8 mars 1985, déclarant qu'il entendait [TRADUCTION] «faire en sorte que le principe de la parité salariale pour fonctions équivalentes soit appliqué dans la fonction publique fédérale [...]». L'initiative du gouvernement a officiellement débuté trois mois après le dépôt de la plainte survenu le 19 décembre 1984.
3. Les syndicats de la fonction publique fédérale ont été invités à prendre part à l'initiative du gouvernement dans le cadre d'un comité mixte syndical-patronal sur la mise en oeuvre de la parité salariale (le «Comité mixte»). Le Tribunal a donné des détails sur les travaux du Comité mixte dans deux décisions antérieures (voir Alliance de la fonction publique du Canada et al. c. Conseil du Trésor, (1992), D.T. 8/92 (la «décision du voir-dire») et Alliance de la fonction publique du Canada et al. c. Conseil du Trésor, (1996), D.T. 2/96 (la «décision de la Phase I»).
4. Le Comité mixte a mené une étude (l'«étude sur la parité salariale») afin de déterminer le degré de discrimination salariale fondée sur le sexe présent dans la fonction publique fédérale. La Commission a été invitée à participer à l'étude en tant qu'observatrice. La Commission a également donné des conseils au Comité mixte chargé de l'initiative. En raison des travaux du Comité mixte, la Commission a accepté de laisser en suspens jusqu'à la fin de l'étude la plainte fondée sur l'article 11 déposée en 1984. Elle a également accepté de reporter l'examen de toutes les plaintes fondées sur l'article 11 déposées à l'encontre du Conseil du Trésor après l'annonce de l'étude, et d'attendre les résultats de cette dernière avant de faire enquête sur toute plainte en suspens.
5. L'étude sur la parité salariale s'étant soldée par un échec, le plan d'action convenu par le Comité mixte n'a jamais été mené à terme. Selon ce plan, le Comité mixte devait concevoir des méthodes permettant d'apporter des correctifs à l'échelle du système afin de supprimer les disparités salariales fondées sur le sexe. Le plan n'a jamais été mis en oeuvre. Au lieu de cela, au début de 1990, le gouvernement a pris unilatéralement des mesures pour appliquer des rajustements paritaires à trois groupes professionnels : Commis aux écritures et aux règlements (CR), Soutien de l'enseignement (EU) et Secrétariat, sténographie et dactylographie (ST). Le gouvernement s'est servi des résultats des évaluations effectuées dans le cadre de l'étude sur la parité salariale pour calculer les rajustements paritaires.
6. Après l'échec de l'étude sur la parité salariale, l'Alliance de la fonction publique du Canada (l'«Alliance») a déposé le 16 février 1990 une plainte séparée au nom de six groupes professionnels à prédominance féminine qui avaient été évalués dans le cadre de l'étude. La plainte alléguait qu'il y avait discrimination salariale en contravention de l'article 11 de la Loi. La plainte avait trait aux membres du groupe professionnel CR et de cinq autres groupes professionnels à prédominance féminine. Voici un extrait de cette plainte (pièce HR-10) :
[TRADUCTION]
Nous alléguons que les résultats obtenus à la suite des travaux du Comité mixte syndical-patronal sur la mise en oeuvre de la parité salariale ont montré l'existence de taux de rémunération qui contreviennent à l'article 11 de la Loi canadienne sur les droits de la personne. Plus précisément, les salaires versés aux membres des groupes professionnels CR, ST, DA, EU, HS et LS, à prédominance féminine, sont inférieurs aux salaires des employés des 53 groupes professionnels à prédominance masculine inclus dans l'étude qui exécutent des fonctions équivalentes. Nous alléguons de plus que cette disparité salariale est fondée sur le sexe et que les rajustements paritaires appliqués aux groupes CR et ST, que le Conseil du Trésor a annoncés le 26 janvier 1990, ne sont pas suffisants pour corriger cette violation de l'article 11.
7. Durant l'étude sur la parité salariale, la Commission a été mise au courant des résultats de l'évaluation des emplois effectuée. La Commission et l'Alliance se fondent sur les résultats de l'étude pour alléguer qu'il y a eu contravention de l'article 11 de la Loi.
B. Historique des plaintes fondées sur l'article 11
8. Mme Elizabeth Millar, chef, Section de la classification et de l'égalité de rémunération, Direction de la négociation collective à l'Alliance, a fait l'historique des plaintes fondées sur l'article 11 que l'Alliance avait déposées auprès de la Commission après l'entrée en vigueur de l'article 11 de la Loi le 1er mars 1978. En novembre 1979, la première plainte a été déposée au nom de 3 300 fonctionnaires de trois sous-groupes à prédominance féminine du groupe Services divers (GS), alléguant une discrimination comparativement aux quatre sous-groupes à prédominance masculine du même groupe professionnel (la «plainte visant le groupe GS»). Le groupe GS, qui comportait alors 12 100 membres, comptait sept sous-groupes ayant chacun un taux de rémunération différent. Les trois sous-groupes les moins bien rémunérés, soit les services alimentaires, les services de blanchisserie et les services personnels divers, étaient majoritairement composés de femmes selon les calculs de la Commission, tandis que les quatre autres, c'est-à-dire les services de messagerie, de garde, des bâtiments et des magasins, étaient à prédominance masculine. Cette plainte était encore compliquée par le fait qu'il existait 22 zones ou régions où les taux de salaire étaient différents des taux nationaux. Un tribunal a été constitué pour entendre la plainte. Une entente a été conclue en mars 1982, avant l'audience de ce tribunal. Aux termes de l'entente, la courbe de régression des salaires de chaque sous-groupe à prédominance féminine était rajustée en fonction de la courbe de régression moyenne des salaires des quatre sous-groupes nationaux à prédominance masculine (voir la section IX). Selon Mme Millar, la méthode adoptée pour le règlement de la plainte visant le groupe GS a été incorporée dans les modifications apportées à l'Ordonnance de 1986 sur la parité salariale (l'«Ordonnance»), prise en application de la Loi, pour les fins du rajustement des salaires dans le cas des plaintes collectives.
9. Mme Millar ainsi que M. Paul Durber, directeur de la Parité salariale à la Commission, ont fait état de la plainte concernant le groupe professionnel Bibliothéconomie (LS), également déposée en 1979, qui soulevait la question des comparaisons indirectes. Le groupe LS est un groupe professionnel de l'intimé. L'Alliance avait déposé cette plainte au nom de l'ensemble du groupe LS, à prédominance féminine, et alléguait une discrimination comparativement au groupe Recherche historique (HR), à prédominance masculine, de l'intimé. Au cours de l'enquête, la Commission a évalué des emplois sélectionnés dans chaque niveau de chaque groupe. La plainte a fait l'objet d'un règlement en 1980. La méthode de rajustement est énoncée dans un document intitulé «Equal Pay for Work of Equal Value in the Federal Public Service of Canada», rédigé en 1983 par M. John G. Campbell, chef, Parité salariale et recherche sur la classification, Direction de la politique du personnel, Secrétariat du Conseil du Trésor du Canada (pièce PSAC-94). Dans ce document, M. Campbell décrit à la p. 47 la méthode que l'on a appliquée pour rajuster les salaires du groupe LS :
[TRADUCTION]
On a obtenu le rajustement pour chaque niveau de rémunération du groupe Bibliothéconomie en calculant la différence entre la courbe des salaires du groupe Recherche historique et le salaire intermédiaire de chaque niveau du groupe Bibliothéconomie au point d'évaluation moyen pour ce niveau. [C'est nous qui soulignons.]
10. Selon Mme Millar, une autre plainte a découlé
de la plainte visant le groupe GS. En 1981, l'Alliance a déposé
une plainte au nom du groupe Services hospitaliers (HS). Les
emplois faisant l'objet de la plainte comprenaient les suivants :
cuisinier, aide-diététicien, préposé aux soins, infirmier
auxiliaire, assistant dentaire et d'autres membres du groupe
professionnel des Services hospitaliers, à prédominance
féminine. Les emplois comparatifs étaient les emplois
majoritairement occupés par des hommes dans le groupe GS,
comprenant les suivants : cuisinier, messager, blanchisseur,
préposé aux magasins et préposé à l'entretien des terrains.
On a comparé les emplois du groupe HS à ceux du groupe GS en
faisant appel à une norme de classification (plan d'évaluation
des emplois pour les postes du groupe GS). On est parvenu en
juillet 1987 à un règlement concernant le rajustement du taux
de salaire de chaque niveau du groupe HS en fonction du niveau
correspondant dans le groupe GS. On a convenu que les emplois
ayant une cote numérique analogue dans les deux groupes
recevraient le même salaire. Cela signifiait, par exemple, qu'un
emploi du groupe HS ayant une cote de 200 points serait
rémunéré au même taux qu'un emploi du groupe GS ayant une
cote de 200 points. Le règlement a été incorporé dans une
ordonnance d'un tribunal des droits de la personne; en 1987, le
tribunal en question a ordonné à l'employeur de verser à 5 000
employés le montant prévu dans l'entente. L'Alliance et
l'intimé ont convenu devant le présent Tribunal que
l'ordonnance de 1987 n'empêcherait pas de procéder à des
rajustements additionnels si le Tribunal concluait, à la suite
de l'étude sur la parité salariale, qu'il existe encore
aujourd'hui un écart salarial.
11. M. Durber a donné des exemples d'autres plaintes fondées sur l'article 11 que la Commission avait examinées depuis 1978. La majorité de ces plaintes ont été réglées avec le consentement de la Commission. On y trouve tant des plaintes individuelles que des plaintes collectives. La Commission a accepté des plaintes fondées sur l'article 11 déposées par divers syndicats de la fonction publique au nom de sous-groupes de groupes professionnels. Fait digne de mention, dans une plainte, on comparait les fonctions d'un sous-groupe à celles d'un autre sous-groupe du même groupe professionnel.
12. M. James Sadler, conseiller principal à la Section de la parité salariale de la Commission, a affirmé dans son témoignage que les plaintes déposées auprès de la Commission ne concernaient pas toutes le Conseil du Trésor ni la fonction publique fédérale. Parmi les autres employeurs, on compte une société minière, une entreprise nationale de camionnage, une entreprise de services de sécurité, une compagnie aérienne, un conseil de bande autochtone et une administration territoriale. Ces employeurs ne possèdent pas la même structure officielle de classification des emplois par groupes qui existe dans la fonction publique fédérale. La preuve révèle que l'on est parvenu à des règlements en appliquant des méthodes de comparaison tant directes qu'indirectes (voir la section VII, E(i)).
13. De plus, la preuve montre que les groupes qui ont déposé
des plaintes ne sont pas tous des groupes professionnels de
l'intimé.
C. Le processus d'enquête de la Commission relatif aux plaintes fondées sur l'article 11 de la Loi canadienne sur les droits de la personne
14. M. Sadler a décrit le processus d'enquête qu'adopte la Commission relativement aux plaintes fondées sur l'article 11. Selon son témoignage, une plainte prend d'ordinaire naissance lorsqu'un plaignant communique avec la Commission et fait une allégation de discrimination aux termes de l'article 11 de la Loi. À ce stade, la Commission obtient du plaignant le plus grand nombre possible de renseignements sur les faits. Les employés de la Commission examinent et analysent ensuite l'information obtenue pour déterminer : s'il y a en fait un problème de partialité fondée sur le sexe; s'il s'agit d'un problème individuel ou collectif; si le groupe plaignant et le groupe auquel on le compare travaillent pour le même employeur dans le même établissement. La Commission conseille ensuite les plaignants éventuels sur l'à-propos de déposer une plainte officielle.
15. Après l'acceptation de la plainte par la Commission, on nomme un enquêteur chargé d'examiner la question. Même si elle n'est pas tenue de le faire en vertu de la Loi ou de l'Ordonnance, la Commission avise alors l'employeur mis en cause de la nature de la plainte et lui en communique certains détails. L'avis indique le nom de l'enquêteur et demande au mis en cause de présenter tout moyen de défense dont il dispose. On demande également au mis en cause de produire les documents pertinents nécessaires à une enquête préliminaire, par exemple, un système de classification, des descriptions de travail, une liste des employés et d'autres renseignements opportuns.
16. Au reçu de la réponse de l'employeur, on procède à une analyse de celle-ci pour déterminer si l'information qu'elle contient contredit les renseignements obtenus du plaignant. Lorsque la Commission estime que l'employeur invoque un moyen de défense valable, elle détermine s'il y a lieu de poursuivre l'enquête ou de l'interrompre à ce stade.
17. Si la plainte dépasse ce stade, l'enquêteur entreprend un processus de collecte de données de fait sur les emplois. Il peut notamment envoyer à tous les employés, ou à un échantillon statistique d'employés, des descriptions de travail accompagnées de questionnaires portant sur les quatre critères énoncés dans la Loi, c'est-à-dire les qualifications, les responsabilités, les connaissances et les conditions de travail. À ce stade, la Commission s'attend à ce que des surveillants et des gestionnaires de l'organisation en cause examinent les questionnaires remplis et fassent des commentaires sur les réponses. Après une étude des questionnaires, la Commission interroge des titulaires choisis ainsi que leurs supérieurs et, dans certains cas, examine les manuels et la documentation. L'enquêteur peut observer la nature des appareils ou de l'équipement requis pour l'accomplissement des tâches. Généralement, l'enquêteur effectue une vérification sur place afin d'observer les employés au travail. Il peut aussi procéder à une vérification au bureau, qui consiste à examiner la documentation, les questionnaires sur les emplois et les descriptions de travail.
18. Après la collecte de toutes les données de fait sur les
emplois, la Commission constitue normalement un comité
d'évaluation des emplois, d'ordinaire composé de trois
personnes, qui est chargé d'évaluer les postes. Si l'employeur
possède déjà un système d'évaluation des emplois, la
Commission se prévaut de l'article 9 de l'Ordonnance pour
analyser ce système et en déterminer la pertinence dans le
cadre d'une plainte d'iniquité salariale. Sinon, elle a recours
au plan Aiken ou au plan Hay d'évaluation des emplois. L'article
9 de l'Ordonnance est ainsi libellé :
Méthode d'évaluation
9 Lorsque l'employeur a recours à une méthode d'évaluation pour établir l'équivalence des fonctions exécutées par des employés dans le même établissement, cette méthode est utilisée dans les enquêtes portant sur les plaintes dénonçant une situation de disparité salariale si elle :
(a) est exempte de toute partialité fondée sur le sexe;
(b) permet de mesurer la valeur relative des fonctions de tous les emplois dans l'établissement; et
(c) permet d'évaluer les qualifications, les efforts, les responsabilités et les conditions de travail visés aux articles 3 à 8.
19. L'étape suivante du processus, selon M. Sadler, est l'analyse de l'écart salarial; elle consiste à comparer les fonctions et les salaires du groupe d'emplois féminins aux fonctions et aux salaires du groupe d'emplois masculins pour déterminer s'il y a des différences. Cette étape, a-t-il expliqué, complète l'enquête. Avant qu'un rapport officiel ne soit présenté aux Commissaires, l'enquêteur communique les conclusions de l'enquête au plaignant et à l'employeur mis en cause. À ce stade, l'enquêteur avise les parties des recommandations prévues par la Commission et leur donne des «conseils officieux».
20. La Commission rédige ensuite un rapport d'enquête officiel qui est remis aux Commissaires et transmis au plaignant et à l'employeur à des fins d'examen. On accorde 30 jours aux parties pour soumettre des observations sur le rapport et soulever les points dont elles souhaitent l'examen. Le délai maximal imparti est de 60 jours, mais la Commission accepte d'étudier les demandes de prolongation. Si les parties font des observations, l'enquêteur chargé de la plainte est tenu de prendre en considération tous les faits mentionnés et de déterminer s'il y a lieu ou non de reprendre certains aspects de l'enquête. L'enquêteur peut aussi décider si les documents soumis par les parties justifient une réponse de la Commission. On transmet copie des observations à la partie adverse afin de lui donner la possibilité de répliquer. Lorsque cette étape est terminée, les observations sont jointes au rapport final, accompagnées des commentaires de l'enquêteur.
21. Par conséquent, on remet soit le rapport initial, soit une version modifiée de celui-ci aux Commissaires, lesquels examinent la plainte dans le cadre de leurs réunions ordinaires. Après discussion, les Commissaires décident de classer l'affaire, de la renvoyer à un tribunal ou de suggérer un mode approprié de règlement de la plainte. Par la suite, le secrétaire de la Commission avise les parties par écrit de la décision des Commissaires.
22. Nous remarquons que la Commission n'a pas suivi toutes les étapes du processus d'enquête décrit par M. Sadler dans les enquêtes sur les plaintes dont le Tribunal est maintenant saisi.
23. L'enquête de la Commission sur les deux plaintes que nous avons à trancher a débuté en mars 1990, après l'échec de l'étude sur la parité salariale. L'enquête de la Commission a été décrite en détail dans la décision de la Phase I du Tribunal, qui portait sur la question de la fiabilité. Au stade de l'enquête, la Commission a retenu les services de M. Sunter, ancien directeur de Statistique Canada, pour l'aider dans son examen. Celui-ci a notamment analysé la partialité fondée sur le sexe dans les résultats de l'évaluation des emplois et analysé l'écart salarial, ce qui entraînait un examen critique de la méthode de rajustement des salaires que le Conseil du Trésor avait utilisée pour apporter unilatéralement les rajustements salariaux en janvier 1990.
24. M. Sunter a entrepris l'analyse des données de l'étude sur la parité salariale le 5 avril 1990. Il a rédigé cinq rapports concernant la partialité fondée sur le sexe et l'analyse de l'écart salarial. La méthode de rajustement des salaires qu'il recommandait a par la suite été adoptée par la Commission.
25. Nous remarquons que le premier rapport de M. Sunter, intitulé «Sex-Based Wage Disparity in the Public Service of Canada - I» (pièce HR-156), est daté de mai 1990. Le deuxième rapport rédigé pour la Commission, «Sex-Based Wage Disparity in the Public Service of Canada - II, Analysis for Seven Female-Dominated Groups» (pièce HR-199), n'est pas daté, mais M. Sunter a affirmé dans son témoignage qu'il l'avait rédigé à un moment quelconque entre avril et juin 1990.
26. Le rapport suivant de M. Sunter, intitulé «Sex-Based Wage Disparity in the Public Service of Canada» (pièce HR-206), n'est pas daté lui non plus, mais a été parachevé à un moment quelconque entre avril et juin 1990. Son quatrième rapport sur le sujet, intitulé «Sex-Based Wage Disparity in the Public Service of Canada» (pièce HR-146), est daté d'octobre 1991. À la p. 2 de ce rapport, il fait mention des rapports antérieurs. Selon cette mention, la date du quatrième rapport correspond à septembre 1991. Le dernier rapport de M. Sunter (pièce HR-200), daté d'octobre 1992, est un supplément à son deuxième rapport et est intitulé «Sex-Based Wage Disparity in the Public Service of Canada - Supplement to Report II».
27. En raison de la mise en oeuvre de l'étude sur la parité salariale, l'enquête de la Commission sur ces plaintes a été modifiée de diverses façons importantes, dont voici les plus notables :
(i) Le Comité mixte s'est servi des groupes professionnels établis au sein du système de classification de l'employeur pour sélectionner les emplois à évaluer dans le cadre de l'étude sur la parité salariale. Dans la fonction publique fédérale, les emplois sont classés par groupes professionnels. Le Comité mixte a convenu que seuls les groupes professionnels composés majoritairement d'hommes et composés majoritairement de femmes, au sens de l'article 13 de l'Ordonnance, seraient inclus dans l'étude. D'après les dispositions de l'article 13 de l'Ordonnance, une fois exclue la catégorie de la direction, le Comité mixte a convenu en mars 1985 qu'il y avait neuf groupes à prédominance féminine, 53 groupes à prédominance masculine et huit groupes sans prédominance d'un sexe sur l'autre. Les postes de ces huit derniers groupes ont alors été exclus de l'étude. L'Alliance, la Commission et l'intimé ont accepté les groupes professionnels désignés par le Comité mixte et ont avisé le Tribunal que la question de la prédominance d'un sexe sur l'autre dans les groupes plaignants et dans les groupes de comparaison n'était pas en litige. De la sorte, la Commission s'est trouvée déchargée de sa tâche initiale consistant à déterminer la prédominance d'un sexe sur l'autre dans les groupes plaignants et dans les groupes de comparaison en application de l'article 13 de l'Ordonnance.
(ii) La Commission ne s'est pas elle-même engagée dans un processus d'évaluation des fonctions. Au lieu de cela, elle a accepté les résultats d'évaluation de l'étude sur la parité salariale à titre de preuves de la valeur des fonctions. Puisque les enquêtes de la Commission relatives aux plaintes fondées sur l'article 11 mettant en cause le Conseil du Trésor étaient suspendues pendant la durée de l'étude sur la parité salariale, la Commission a interrompu ses travaux à cet égard dans l'attente des résultats de l'étude. Les résultats en question ont été présentés au Tribunal à titre de preuves de la valeur des fonctions exécutées par les employés de sexe masculin et de sexe féminin touchés par ces plaintes.
28. L'analyse de l'écart salarial effectuée par M. Sunter au nom de la Commission a été communiquée aux parties dans le rapport d'enquête de la Commission daté du 28 septembre 1990 (pièce HR-43). Ce rapport faisait état des cotes révisées, lesquelles tenaient compte des rajustements généraux dont l'intimé s'était servi pour calculer les paiements paritaires effectués en février 1990. Il comprenait également la critique de M. Sunter sur la méthode du Conseil du Trésor et décrivait la méthode niveau/segment que M. Sunter proposait et que la Commission a adoptée.
29. Le rapport d'enquête final de la Commission a été soumis aux Commissaires à la fin septembre 1990. Le 16 octobre 1990, la Commission a décidé de renvoyer la question des salaires à un tribunal (pièces HR-10 et PSAC-25). Cela comprenait la plainte de 1984 et celle de 1990. Le 23 janvier 1991, le présent Tribunal de trois membres a été constitué pour entendre les deux plaintes touchant les membres de l'Alliance et les autres plaintes fondées sur l'article 11 qu'avait déposées l'Institut professionnel de la fonction publique du Canada (l'«Institut»). Le 10 mai 1991, conformément à la Loi, la Commission a demandé que les attributions du Tribunal s'étendent à la rémunération indirecte (pièce T-2).
30. Le 9 septembre 1991, l'audience a officiellement débuté.
Le Tribunal n'est plus saisi des plaintes de l'Institut,
lesquelles ont été réglées à la suite d'une entente
négociée en 1995. Le 31 mai 1995, le Tribunal a rendu une
ordonnance sur consentement qui donnait effet à ce règlement.
D. Témoignages d'expert
31. La plus grande partie de la preuve concernant le calcul des écarts salariaux a été présentée par trois experts qualifiés. Deux d'entre eux, cités par la Commission, étaient des statisticiens : M. Alan Sunter et M. Richard Shillington. M. Sunter, auparavant directeur à Statistique Canada, avait été embauché par la Commission dans le cadre de son enquête sur les plaintes. M. Sunter a fourni à la Commission une analyse de l'écart salarial en faisant appel à une méthode de rajustement des salaires appelée «niveau/segment». De l'avis de M. Sunter, cette méthode démontre l'existence d'un écart salarial entre les employés plaignants et les employés des groupes de comparaison.
32. M. Shillington a témoigné à propos de sa participation à l'étude sur la parité salariale. Durant son témoignage, il a donné son avis sur l'analyse de M. Sunter concernant la technique statistique de l'analyse de régression et sur les méthodes de rajustement des salaires en général.
33. Le troisième expert, M. Eugene Swimmer, cité par l'Alliance, a été accepté à titre d'expert en économique du travail et en statistique. Son témoignage a presque exclusivement porté sur la méthode de rajustement des salaires privilégiée par l'Alliance, appelée «niveau/courbe composite».
34. Outre les experts en statistique, le Tribunal a eu l'avantage d'entendre le témoignage de Mme Nan Weiner, spécialiste de l'équité salariale de renommée internationale, que la Commission avait citée en vue d'«éclairer» le Tribunal sur les aspects divers de l'équité salariale, notamment les méthodes de rajustement des salaires. M. Norman Willis, expert en équité salariale dont le «plan Willis» a servi de base à l'étude sur la parité salariale, avait fourni des services consultatifs au Comité mixte. Il a donné au Tribunal son avis sur de nombreux aspects de l'équité salariale, dont les méthodes appropriées de rajustement des salaires.
35. Enfin, M. Terry Ranger a présenté au nom de l'Alliance des preuves de nature statistique. M. Ranger est au service de l'Alliance depuis septembre 1976 et est actuellement chef de la Section de la recherche de la Division de la négociation collective. Son emploi requiert la connaissance des méthodes et des principes statistiques. Il a donné au Tribunal un aperçu historique des méthodes de rajustement des salaires. Il a expliqué la démarche de l'Alliance en ce qui concerne la méthode de rajustement des salaires fondée sur la courbe composite.
36. Deux témoins experts de la Commission, M. James Sadler et
M. Paul Durber, ont témoigné à propos de l'interprétation que
la Commission fait de l'application de l'article 11 de la Loi
et de l'Ordonnance connexe lorsqu'elle mène une enquête
concernant une plainte fondée sur l'article 11. M. Durber a
fourni des renseignements généraux sur les travaux de M. Sunter
et donné l'avis de la Commission sur la méthode de rajustement
des salaires de M. Sunter.
37. La question fondamentale que le Tribunal doit trancher est de savoir si les plaignants ont établi prima facie l'existence d'une discrimination en contravention de l'article 11 de la Loi. Cela met en question l'interprétation de l'article 11 de la Loi et des articles de l'Ordonnance connexe qui visent les plaintes collectives. Ces dispositions sont ainsi libellées :
La Loi :
11. (1) Constitue un acte discriminatoire le fait pour l'employeur d'instaurer ou de pratiquer la disparité salariale entre les hommes et les femmes qui exécutent, dans le même établissement, des fonctions équivalentes.
(2) Le critère permettant d'établir l'équivalence des fonctions exécutées par des salariés dans le même établissement est le dosage de qualifications, d'efforts et de responsabilités nécessaire pour leur exécution, compte tenu des conditions de travail.
(3) Les établissements distincts qu'un employeur aménage ou maintient dans le but principal de justifier une disparité salariale entre hommes et femmes sont réputés, pour l'application du présent article, ne constituer qu'un seul et même établissement.
(4) Ne constitue pas un acte discriminatoire au sens du paragraphe (1) la disparité salariale entre hommes et femmes fondée sur un facteur reconnu comme raisonnable par une ordonnance de la Commission canadienne des droits de la personne en vertu du paragraphe 27(2).
(5) Des considérations fondées sur le sexe ne sauraient motiver la disparité salariale.
(6) Il est interdit à l'employeur de procéder à des diminutions salariales pour mettre fin aux actes discriminatoires visés au présent article.
(7) Pour l'application du présent article, «salaire» s'entend de toute forme de rémunération payable à un individu en contrepartie de son travail et, notamment :
a) des traitements, commissions, indemnités de vacances ou de licenciement ou des primes;
b) de la juste valeur des prestations en repas, loyers, logement et hébergement;
c) des rétributions en nature;
d) des cotisations de l'employeur aux caisses ou régimes de pension, aux régimes d'assurance contre l'invalidité prolongée et aux régimes d'assurance-maladie de toute nature;
e) des autres avantages reçus directement ou indirectement de l'employeur.
1976-77, ch. 33, art. 11.
L'Ordonnance :
Plaintes collectives
12 Lorsqu'une plainte dénonçant une situation de disparité salariale est déposée par un groupe professionnel identifiable ou en son nom, ce groupe doit être composé majoritairement de membres d'un sexe et le groupe auquel il est comparé doit être composé majoritairement de membres de l'autre sexe.
13 Pour l'application de l'article 12, un groupe professionnel est composé majoritairement de membres d'un sexe si, dans l'année précédant la date du dépôt de la plainte, le nombre de membres de ce sexe représentait au moins :
(a) 70 pour cent du groupe professionnel, dans le cas d'un groupe comptant moins de 100 membres;
(b) 60 pour cent du groupe professionnel, dans le cas d'un groupe comptant de 100 à 500 membres;
(c) 55 pour cent du groupe professionnel, dans le cas d'un groupe comptant plus de 500 membres.
14 Si le groupe professionnel ayant déposé la plainte est comparé à plusieurs autres groupes professionnels, ceux-ci sont considérés comme un seul groupe.
15 (1) Pour l'application de l'article 11 de la Loi, lorsque la plainte déposée dénonce une situation de disparité salariale entre un groupe professionnel et un autre groupe professionnel et qu'une comparaison directe de ces deux groupes ne peut être faite quant à l'équivalence des fonctions et aux salaires des employés, une comparaison indirecte de ces éléments peut être faite.
(2) Pour la comparaison des salaires des employés des groupes professionnels visés au paragraphe (1), la courbe des salaires du groupe professionnel mentionné en second lieu doit être utilisée pour établir l'écart, s'il y a lieu, entre les salaires des employés du groupe professionnel en faveur de qui la plainte est déposée et de l'autre groupe professionnel.
38. Le Tribunal examinera la question de la méthode de rajustement des salaires qui convient le mieux pour estimer l'existence et l'étendue de la disparité salariale dans les plaintes qu'il doit trancher.
39. La méthode de comparaison et l'application du droit dans
le cas d'une plainte collective sont également en litige.
A. L'intimé
40. Toutes les parties s'accordent à dire qu'il est nécessaire d'appliquer une méthode de rajustement des salaires pour déterminer l'étendue d'une disparité salariale au sens de l'article 11 de la Loi. L'intimé prétend que les méthodes de rajustement des salaires de la Commission et de l'Alliance posent deux problèmes au Tribunal. Ce sont les suivants :
(i). Les méthodes proposées par la Commission et l'Alliance présupposent que l'article 14 de l'Ordonnance est valide. L'intimé soutient que l'article 14 de l'Ordonnance n'est pas valide parce qu'il n'est pas conforme à l'article 11 de la Loi.
(ii). Si, cependant, le Tribunal juge que l'article 14 est valide, l'intimé adopte comme position qu'il faut rejeter les méthodes de la Commission et de l'Alliance pour d'autres raisons. Selon lui, la méthode proposée par la Commission canadienne des droits de la personne n'est pas conforme à l'article 14 de l'Ordonnance parce qu'elle est basée sur la sélection, pour les besoins de la comparaison, d'emplois masculins individuels dans une combinaison de groupes professionnels à prédominance masculine et que le groupe de comparaison segmenté qui en résulte n'est pas un «groupe professionnel». De plus, l'intimé soutient que la méthode de la Commission ne se conforme pas à l'article 15 de l'Ordonnance parce qu'elle utilise uniquement, pour la comparaison, des parties des groupes professionnels à prédominance masculine, c'est-à-dire les valeurs qui se situent dans les plages «inférieures» ou «supérieures» de ces groupes (appelées «valeurs plafonds» et «valeurs planchers» par l'intimé). À son avis, le libellé de l'article 15 de l'Ordonnance exige expressément que l'on choisisse des groupes entiers à prédominance masculine pour la comparaison, et non pas les valeurs plafonds ou planchers.
L'intimé croit que la méthode de l'Alliance, même si elle est compatible avec le libellé de l'article 14 de l'Ordonnance, est contraire au principe des fonctions équivalentes que l'on trouve à l'article 11 de la Loi parce qu'elle combine des groupes professionnels à prédominance masculine qui n'exercent pas des fonctions équivalentes.
41. L'intimé fait valoir que sa méthode de rajustement des salaires est la seule qui soit conforme tant à l'article 14 de l'Ordonnance qu'à l'article 11 de la Loi. Le concept de causalité est un élément décisif de son argumentation. L'intimé invoque à l'appui de cette argumentation la décision de la Phase I, supra, que le Tribunal a rendue le 15 février 1996. L'écart salarial visé par l'article 11 de la Loi, soutient-il, doit être causé par une discrimination sexuelle. Dans cette décision antérieure, le Tribunal avait à déterminer si les cotes numériques d'évaluation des emplois produites par l'étude sur la parité salariale étaient fiables pour les besoins des plaintes fondées sur l'article 11. L'intimé prétend maintenant que, comme le Tribunal a jugé que l'article 11 de la Loi visait à corriger la discrimination systémique fondée sur le sexe, il incombe aux plaignants et à la Commission de prouver que toute disparité salariale entre employés de sexe masculin et de sexe féminin est causée par une discrimination fondée sur le sexe et n'est attribuable à aucun autre motif.
42. De concert avec le facteur de causalité, l'intimé fait valoir que deux autres principes de droit sont explicitement ou implicitement contenus dans l'article 11 de la Loi. Ce sont les suivants :
(i). Il est nécessaire de comparer le salaire des employés de sexe féminin uniquement avec le salaire des employés de sexe masculin qui exercent des fonctions équivalentes.
(ii). Le terme «employés» doit avoir le même sens relativement aux hommes et aux femmes, de sorte que les comparaisons doivent se faire soit de personne à personne, soit de groupe à groupe.
43. Suivant les principes contenus dans l'article 11 de la Loi, l'intimé affirme que sa méthode de rajustement des salaires, fondée sur le concept de la «tendance centrale» (voir la section IV, c(i)), est une façon opportune de déterminer si deux groupes professionnels majoritairement composés d'employés de sexe différent exécutent des fonctions équivalentes. L'avocat de l'intimé soutient de plus que les articles 12 à 15 de l'Ordonnance sont clairs et obligatoires et que les groupes professionnels doivent servir de base de comparaison dans les plaintes collectives.
44. L'avocat de l'intimé affirme que l'Ordonnance a pour objet de mettre en application le grand principe général de l'égalité de rémunération pour fonctions équivalentes établi à l'article 11 de la Loi. Selon l'intimé, l'article 14 de l'Ordonnance n'est pas valide parce qu'il permet de combiner, pour les besoins de la comparaison, des groupes professionnels à prédominance masculine et de les «considérer comme un seul groupe». À son avis, cela n'est pas compatible avec les concepts de la causalité et des fonctions équivalentes imposés par l'article 11 de la Loi. L'intimé prétend que, pour éliminer la discrimination aux termes de l'article 11 de la Loi, on peut uniquement comparer le groupe professionnel plaignant à prédominance féminine au groupe professionnel à prédominance masculine qui exerce des fonctions équivalentes et qui touche le plus faible salaire. Selon lui, toute disparité salariale issue de cette comparaison résulte d'une discrimination sexuelle et satisfait donc à l'exigence de «causalité» imposée par l'article 11 de la Loi.
45. L'intimé soutient que l'article 14 de l'Ordonnance est incompatible avec le concept de causalité parce que la différence de salaire entre le groupe de comparaison à prédominance masculine qui touche la rémunération la plus faible et le groupe de comparaison à prédominance masculine qui exerce des fonctions équivalentes et qui touche la rémunération la plus élevée ne peut pas être attribuée à la discrimination sexuelle, car l'article 11 de la Loi ne s'applique qu'aux groupes professionnels composés majoritairement d'employés de sexe différent. Pour ce motif, l'intimé prétend qu'il n'est pas loisible au Tribunal de déduire qu'une différence salariale entre un groupe professionnel à prédominance féminine et un groupe à prédominance masculine «considéré comme un seul groupe» aux termes de l'article 14 de l'Ordonnance est imputable à la discrimination sexuelle. L'intimé interprète le groupe «considéré comme un seul groupe» comme la combinaison de tous les groupes professionnels à prédominance masculine de manière à former le groupe de comparaison (voir la section IV, c(i)). La cause en est que le groupe constitué de plusieurs groupes comprend non seulement le groupe professionnel à prédominance masculine touchant le plus faible salaire, mais aussi d'autres groupes professionnels à prédominance masculine qui sont mieux rémunérés.
46. L'intimé prétend donc que l'article 14 de l'Ordonnance a pour effet de permettre un rajustement d'écarts salariaux qui peuvent être imputables à d'autres facteurs comme la valeur sur le marché ou la puissance d'une unité de négociation et, par surcroît, de permettre l'inclusion de groupes professionnels à prédominance masculine n'exerçant pas des fonctions équivalentes, comme dans le cas de la courbe composite de l'Alliance.
47. L'intimé affirme que le lien de causalité est «opérationnalisé» de deux façons par l'article 11 de la Loi. Le Tribunal ne discerne pas précisément le sens du mot «opérationnalisé» et l'interprète comme signifiant «mis en action». La première de ces façons concerne la notion d'équivalence des fonctions visée par l'article 11 de la Loi. L'intimé soutient que cette équivalence se reflète dans sa propre méthode de rajustement des salaires, qui compare un groupe professionnel entier à un autre groupe professionnel entier et qui utilise la «tendance centrale» comme étalon de mesure. La deuxième façon dont le lien de causalité est «opérationnalisé» est la suivante : le choix par l'intimé du groupe professionnel à prédominance masculine touchant le plus faible salaire établit clairement que l'écart salarial par rapport au groupe professionnel à prédominance féminine est causé par la discrimination sexuelle. Selon l'intimé, si l'on inclut des groupes professionnels à prédominance masculine mieux rémunérés dans le groupe de comparaison, on fait entrer en jeu la «zone de non-discrimination» (expression utilisée par l'intimé dans ses arguments) en contravention de l'article 11 de la Loi. Cette zone est une représentation graphique de la différence salariale entre tous les groupes professionnels à prédominance masculine qui exécutent des fonctions équivalentes et le groupe professionnel à prédominance masculine qui touche le plus faible salaire.
48. Selon la prétention de l'intimé, si le Tribunal rejette le concept de causalité aux termes de l'article 11 de la Loi et juge que l'article 14 de l'Ordonnance est valide, tout rajustement des salaires fondé soit sur la courbe composite de l'Alliance, soit sur la méthode des groupes professionnels entiers considérés comme un seul groupe proposée par l'intimé, ouvrira la voie au dépôt de plaintes futures fondées sur l'article 11 de la Loi par tout groupe professionnel à prédominance masculine ayant été inclus dans le groupe «considéré comme un seul groupe» aux termes de l'article 14 de l'Ordonnance. L'intimé fait valoir que, si un groupe à prédominance masculine touche un salaire moyen inférieur à celui du groupe constitué de plusieurs groupes, il pourra alors se plaindre à la Commission en vertu de l'article 11 de la Loi, et affirmer qu'il a droit à un rajustement salarial pour obtenir le salaire moyen du groupe de comparaison. L'intimé appelle «effet de cliquet» le phénomène qui en résulte. Si une telle plainte était accueillie, le rajustement du salaire du groupe à prédominance masculine touchant la plus faible rémunération ferait augmenter le salaire moyen du groupe «considéré comme un seul groupe», ce qui créerait un nouvel écart salarial entre les hommes et les femmes, ce qui ferait redébuter le processus de rajustement. Si le processus de rajustement et de contre-rajustement se poursuivait, l'intimé soutient-il, le salaire de tous les groupes ayant servi à l'analyse en viendrait à atteindre le taux de salaire du groupe professionnel de comparaison à prédominance masculine qui touche la rémunération la plus élevée.
B. La Commission
49. La Commission prétend que l'«égalité» constitue le but et l'objet de la Loi et de l'article 11 de celle-ci. Selon elle, l'article 11 de la Loi est l'une des dispositions fondamentales qui permettent de déterminer et d'éliminer la discrimination systémique dans les pratiques de rémunération de l'intimé. La Commission fait valoir que le concept d'«égalité» consacré par l'article 11 est prépondérant et conforme à la nature et à l'objet de la Loi énoncés à l'article 2. La Loi, affirme-t-elle, a pour but d'assurer l'égalité des chances, la protection des droits et privilèges en matière d'emploi et la prestation de services à toutes les personnes. Dans ce contexte, la Commission soutient que l'article 11 a également pour objet d'assurer l'égalité de rémunération des employés sans égard à leur sexe.
50. La Commission prétend que le concept d'«égalité» inclut une norme du raisonnable qui ne doit pas être limitée par une interprétation technique ou restrictive de la Loi et de l'Ordonnance. Selon la Commission, l'équité présuppose le caractère raisonnable et l'article 11 devrait être interprété comme prescrivant un traitement «raisonnable» ou «équitable». Ainsi, soutient-elle, l'article 11 vise à assurer l'«équité en moyenne» : non pas nécessairement la meilleure solution ni la moindre solution possible, mais la solution qui est la plus raisonnable.
51. La Commission fait valoir que l'expression «fonctions équivalentes» contenue dans l'article 11 de la Loi donne naissance au principe de l'«établissement de la moyenne» dans les plaintes collectives. À son avis, dans le contexte des politiques et des pratiques de rémunération, le Tribunal est fondé à se fier aux experts en rémunération, en équité salariale et en statistique pour déterminer la façon de parvenir à l'équité salariale.
52. Afin d'assurer l'égalité, la Commission prétend qu'il est nécessaire d'examiner les tendances dans la façon dont le travail des hommes est traité pour obtenir une égalité de résultats qui produira une «équité en moyenne». La meilleure façon de déterminer les tendances en question consiste, selon la Commission, à appliquer sa propre méthode niveau/segment.
53. La Commission se fonde sur l'interprétation libérale qu'a faite la Cour suprême du Canada des dispositions de la Loi pour donner effet et conférer un sens aux droits que celle-ci consacre; elle invoque à cette fin les arrêts Compagnie des chemins de fer nationaux du Canada c. Canada (Commission canadienne des droits de la personne), [1987] 1 R.C.S. 1114, et Commission ontarienne des droits de la personne et O'Malley c. Simpsons-Sears Ltd., [1985] 2 R.C.S. 536. Elle plaide en faveur d'une interprétation de l'article 11 fondée sur l'objet visé, compatible avec l'esprit de la Loi.
54. La Commission soutient que ce n'est pas la «classification» des fonctions que l'article 11 de la Loi entend corriger. Elle prétend que l'élément essentiel dans l'examen du paragraphe 11(1) de la Loi est le sens à donner au mot «fonctions» dans l'expression «les hommes et les femmes qui exécutent [...] des fonctions équivalentes». Selon elle, la détermination de groupes professionnels exerçant des fonctions équivalentes, qui constitue le fondement de la méthode de l'intimé, déroge à la préoccupation centrale de l'article 11, laquelle est la détermination de «fonctions» équivalentes et non de «groupes» exécutant des fonctions équivalentes. La Commission affirme qu'afin d'aider à la détermination des fonctions équivalentes, elle a promulgué l'Ordonnance en application du paragraphe 27(2) de la Loi. Les dispositions applicables aux plaintes collectives, ajoute-t-elle, sont les articles 12 à 15 de l'Ordonnance.
55. La Commission veut que l'on donne un sens large au mot «fonctions»; elle prétend que ce ne sont pas les groupes qui définissent les fonctions, mais bien les fonctions qui définissent les groupes. À son avis, une interprétation trop restrictive de l'article 11 de la Loi et du sens du mot «fonctions» pourrait conduire à des résultats absurdes. Par exemple, elle fait valoir que les établissements des employeurs ne disposent pas tous d'un système de classification constitué de groupes professionnels. Il peut y avoir chez un employeur des emplois masculins non regroupés, qui n'ont aucun lien sur le plan des tâches ou de la structure salariale. Une interprétation du mot «fonctions» se limitant aux «groupes» rendrait l'article 11 inopérant, ce qui, de l'avis de la Commission, est incompatible avec les buts de la Loi. La Commission soutient que l'article 11 de la Loi doit avoir pour objet de permettre une comparaison des «fonctions» exécutées par des hommes et des femmes, peu importe la désignation de groupe professionnel des employés plaignants et des employés auxquels on les compare.
56. Selon la Commission, d'après le témoignage de M. Durber, l'une des étapes initiales de l'enquête sur une plainte collective fondée sur l'article 11 de la Loi consiste à déterminer la prédominance masculine ou féminine du groupe plaignant et du groupe de comparaison. La Commission soutient que les articles 12 et 13 de l'Ordonnance énoncent la façon de déterminer si les «fonctions» sont exécutées par des hommes ou par des femmes. À ce stade, la Commission détermine les groupes professionnels. Les critères de pourcentage permettant d'évaluer la prédominance des membres d'un sexe se trouvent à l'article 13 de l'Ordonnance. La Commission affirme qu'elle se sert des groupes pour déterminer la prédominance des membres d'un sexe, mais qu'elle n'inclut pas ces groupes dans son évaluation de la disparité salariale visée aux articles 14 et 15 de l'Ordonnance.
57. La Commission prétend que dans le cas des plaintes collectives déposées par un groupe important, comme dans l'affaire dont le Tribunal est saisi, l'article 14 de l'Ordonnance permet d'amalgamer les fonctions dont on a établi qu'elles sont exécutées par des hommes, et que la combinaison des fonctions exécutées par les hommes devient le groupe «considéré comme un seul groupe» au sens de l'article 14 de l'Ordonnance. En conséquence, il est alors possible de faire une comparaison d'équivalence entre les fonctions exécutées par des femmes et les fonctions exécutées par des hommes pour déterminer si les groupes plaignants (femmes) reçoivent une rémunération égale pour les fonctions équivalentes exécutées par les comparateurs du sexe opposé (hommes). La Commission soutient que sa méthode permet d'atteindre cet objectif. Selon elle, sa méthode permet de déterminer les tendances dans les salaires versés aux hommes, de sélectionner des données sur les employés de sexe masculin dans le groupe «considéré comme un seul groupe» qui correspondent «en moyenne» aux cotes numériques des postes du niveau professionnel étudié dans le groupe plaignant (femmes), et d'atteindre ainsi une «équité en moyenne» dans la rémunération conformément à l'esprit de l'article 11 de la Loi. La Commission prétend que la méthode niveau/segment fait appel aux données les plus pertinentes pour les besoins des comparaisons.
58. La Commission affirme que le processus de détermination des fonctions équivalentes au sens de l'article 11 de la Loi comprend quatre étapes, que voici :
(i) Déterminer si le groupe de comparaison et le groupe plaignant sont de sexe opposé, en appliquant les dispositions de l'article 13 de l'Ordonnance.
(ii) Évaluer les fonctions à l'aide d'un plan d'évaluation des emplois exempt de discrimination sexuelle. À cette étape, on ne tient pas compte des groupes professionnels ni du sexe.
(iii) Séparer les sexes selon les «fonctions» à prédominance «masculine» et à prédominance «féminine», puis comparer les «fonctions» pour déterminer si elles sont équivalentes.
(iv) Choisir une méthode afin de déterminer s'il y a un écart salarial.
59. La Commission fait valoir que l'article 11 de la Loi n'oblige pas à tirer une conclusion de fait selon laquelle le sexe est la cause de la différence salariale entre les hommes et les femmes. De plus, selon la Commission, les différences salariales issues de sa méthode sont fondées sur les critères d'évaluation des qualifications, des connaissances, des responsabilités et des conditions de travail, facteurs qui ont tous été évalués dans le cadre de l'étude sur la parité salariale. Ces critères sont énoncés au paragraphe 11(2) de la Loi et précisés dans les articles 3 à 8 de l'Ordonnance. La Commission se sert des résultats fiables d'évaluation des emplois produits par l'étude sur la parité salariale pour estimer la différence dans les salaires. Elle soutient que l'écart salarial démontré par la méthode niveau/segment de rajustement des salaires doit alors découler de disparités salariales fondées sur le sexe.
60. La Commission affirme de plus que, si le lien de causalité est un facteur, elle n'a qu'à prouver que le sexe est uniquement l'une de plusieurs causes possibles de la discrimination au sens de l'article 11 de la Loi; elle invoque à cet égard les arrêts Holden c. Chemins de fer nationaux du Canada (1990), 112 N.R. 395 (C.A.F.), et Uzoaba c. Service correctionnel du Canada, D.T. 7/94, à la p. 91 (T.C.D.P.), confirmé (21 avril 1995), 94 F.T.R. 192 (CFSPI)). La Commission soutient que l'écart salarial dont l'existence a été constatée dans les évaluations du Comité mixte démontre la discrimination fondée sur le sexe.
61. Enfin, la Commission rejette le phénomène de l'effet de cliquet tant du point de vue juridique que dans la pratique. M. Durber a affirmé dans son témoignage que la Commission rajuste de la même façon les valeurs relatives aux femmes et les valeurs relatives aux hommes afin d'obtenir une comparaison en appliquant des techniques d'établissement de la moyenne. Selon M. Durber, le processus de rajustement des résultats de l'évaluation des emplois féminins en fonction d'une courbe de régression des valeurs moyennes relatives aux hommes n'engendre pas de discrimination à l'encontre des résultats de l'évaluation des emplois masculins. Par conséquent, les hommes ne font pas l'objet d'une discrimination à rebours parce que, comme dans le cas des résultats pour les emplois féminins, certaines valeurs se trouvent au-dessus et certaines, au-dessous de la courbe de régression des valeurs moyennes concernant les emplois masculins.
C. L'Alliance
62. L'Alliance, agent négociateur qui représente les plaignants, souscrit à l'interprétation que la Commission fait de l'article 11 de la Loi et à la validité de l'article 14 de l'Ordonnance. L'Alliance souligne que l'article 11 de la Loi avait pour objet d'éliminer un type de discrimination systémique, c'est-à-dire le versement d'un salaire différent ou inégal à des groupes d'employés à prédominance masculine et à prédominance féminine qui exécutent des fonctions équivalentes. Elle prétend que l'article 11 de la Loi ne vise pas l'écart salarial général entre les hommes et les femmes, mais bien un problème systémique qui trouve ses origines dans l'histoire et dans les attitudes envers le travail des femmes, attitudes qui tendaient à sous-évaluer les fonctions traditionnellement exercées par les femmes.
63. L'Alliance fait valoir que la décision de la Phase I du Tribunal, supra, ne doit pas être interprétée comme obligeant la Commission et l'Alliance à démontrer la cause de l'écart salarial issu de leur méthode respective. Elle soutient qu'il faut interpréter les décisions rendues à l'époque par le Tribunal dans le contexte de la question que celui-ci avait alors à trancher, et qui se rapportait au sens de la partialité fondée sur le sexe et à la présence ou à l'absence de celle-ci dans les résultats d'évaluation des emplois.
64. L'Alliance prétend de plus que l'on n'a aucune raison de
prouver la «cause» aux termes de l'article 11 de la Loi
car cet article traite d'un problème systémique qui, de par sa
nature même, est difficile à circonscrire avec précision. Elle
croit que l'inclusion par le législateur du paragraphe 11(4) de
la Loi, si on l'interprète concert avec l'article 16 de
l'Ordonnance où sont énumérés des facteurs
raisonnables permettant à un employeur de justifier l'écart
salarial dans certaines circonstances, réfute la prétention de
l'intimé voulant que la «cause» soit un élément nécessaire
en matière de discrimination systémique. L'Alliance souscrit à
la position de la Commission selon laquelle la «cause» n'est
pas une exigence imposée par l'article 11 de la Loi. De
plus, prétend l'Alliance, la plaignante n'est pas tenue de
démontrer que la discrimination sexuelle est la cause principale
ou majeure de la discrimination pour établir l'existence d'une
violation de l'article 11 de la Loi. Par surcroît, toute
question sur le lien de causalité, selon l'Alliance, devrait
viser à déterminer si l'écart salarial résulte de
l'application des pratiques de rémunération et des systèmes de
rémunération de l'employeur, y compris les systèmes de
classification distinctifs de l'intimé, qui existaient à
l'époque de l'étude sur la parité salariale et qui existent
toujours.
65. L'Alliance soutient que, pour l'application de l'article 11 de la Loi, on aura établi prima facie l'existence d'une discrimination lorsqu'on aura prouvé une disparité salariale en fonction des quatre critères énoncés au paragraphe 11(2) de la Loi et définis plus en détail aux articles 3 à 8 de l'Ordonnance.
66. Selon l'Alliance, pour respecter l'esprit et l'objet de l'article 11 de la Loi, il ne faut pas interpréter de façon restrictive la référence aux «groupes professionnels» sous la rubrique «Plaintes collectives» de l'Ordonnance. S'appuyant sur la preuve qu'elle a produite concernant les fonctions exercées par les membres du groupe professionnel CR, à prédominance féminine, et la vaste gamme de fonctions accomplies dans ce groupe professionnel, l'Alliance prétend que la méthode de rajustement des salaires par groupes entiers adoptée par l'intimé doit présupposer d'importantes caractéristiques communes, comme la similitude du travail, dans chacun des groupes professionnels du système de classification de l'employeur.
67. Dans son témoignage, Mme Millar a illustré l'ampleur de la variation dans les fonctions exercées par le groupe à prédominance féminine le plus important en nombre, c'est-à-dire le groupe professionnel CR. Quatre questionnaires d'évaluation distincts en provenance du groupe CR démontrent la variation dans les fonctions des employés de ce groupe. Selon Mme Millar, le groupe CR est composé à plus de 80 % de femmes. Il compte environ 50 000 employés et il est relativement important en nombre comparativement aux groupes professionnels à prédominance masculine qui ont pris part à l'étude sur la parité salariale. Les quatre questionnaires qui ont été évalués dans le cadre de l'étude du Comité mixte concernaient les postes de commis de détachement à la GRC, de chef des services administratifs, d'analyste de la sécurité en matière de SV et d'adjoint d'unité des services aux requérants. Ces quatre postes choisis par Mme Millar illustrent la répartition en deux grands types des fonctions exercées dans le groupe professionnel CR, à savoir, les travaux d'écriture et les fonctions de prestation de conseils au public sur les lois et les règlements fédéraux.
68. L'Alliance soutient que l'intimé n'a produit aucune preuve de l'existence de caractéristiques communes au sein des groupes professionnels qui vienne justifier l'utilisation de son système de classification.
69. L'Alliance plaide par ailleurs en faveur d'une interprétation libérale et large de l'expression «groupe professionnel», puisque l'intimé a arbitrairement établi son système de classification par groupes professionnels en exerçant son pouvoir absolu dans le domaine de la structure de classification. L'Alliance prétend que la séparation du travail au sein du système de classification de l'employeur a contribué à la discrimination systémique qui fait l'objet des plaintes fondées sur l'article 11 et à laquelle l'étude sur la parité salariale devait remédier. Elle fait valoir que des groupes établis de façon arbitraire qui ont contribué au problème ne devraient pas maintenant servir de bases de comparaison pour l'application de l'article 11 de la Loi et des articles 14 et 15 de l'Ordonnance.
70. L'Alliance soutient que l'argument de l'intimé concernant l'«effet de cliquet» n'est pas valide. Selon elle, le Tribunal est fondé à se fier au témoignage des spécialistes de l'équité salariale ainsi que des témoins de la Commission qui n'ont trouvé aucun motif de croire à cet «effet de cliquet» et qui ont affirmé que les recours institués par l'article 11 de la Loi visent à apporter des correctifs aux emplois à prédominance féminine en raison d'une discrimination attribuable à la sous-évaluation historique du «travail des femmes».
71. L'Alliance affirme que la méthode de rajustement fondée sur la courbe composite des données masculines est la plus appropriée pour mettre en oeuvre l'équité salariale. Dans le cadre de l'étude sur la parité salariale, signale-t-elle, on avait sélectionné des postes à des fins d'évaluation dans neuf groupes professionnels à prédominance féminine et 53 groupes professionnels à prédominance masculine. L'Alliance soutient que la sélection et l'échantillon témoignent du fait que les parties s'entendaient à l'époque sur l'adoption d'une courbe composite pour le groupe de comparaison à prédominance masculine à titre de méthode de rajustement des salaires. Elle prétend que la norme qui était prévue par la loi en 1987, avec la promulgation de la nouvelle Ordonnance révisée, était la courbe composite et que celle-ci a été la norme adoptée par les parties à l'étude sur la parité salariale. L'Alliance rejette la prétention de l'intimé voulant que les parties à l'étude sur la parité salariale ne se soient pas conformées à la norme prévue par la loi.
72. L'Alliance affirme que la courbe composite «quadratique pondérée» des données masculines constitue une mesure des fonctions équivalentes qui satisfait aux exigences de l'article 11 de la Loi. Elle soutient qu'on obtient des fonctions équivalentes en appariant les valeurs correspondant à des cotes numériques données dans le groupe professionnel à prédominance féminine (établies par sous-groupe ou par niveau) et les valeurs représentant les mêmes cotes sur la courbe composite quadratique pondérée des données masculines. La courbe composite reflète le rapport salaire-cote numérique de l'intimé pour les groupes professionnels à prédominance masculine (voir la section IV, B).
73. L'Alliance soutient de plus que diverses considérations de principe sont liées à la question de la méthode la plus appropriée de rajustement des salaires. Elle énumère les considérations suivantes au paragraphe 158 des arguments écrits qu'elle a soumis à l'appui de sa méthode :
[TRADUCTION]
(1) la conformité aux textes législatifs applicables;
(2) l'équité envers les personnes touchées;
(3) la cohérence des rajustements salariaux entre les groupes plaignants;
(4) la fiabilité;
(5) la méthode sur laquelle les parties se sont entendues;
(6) la méthode la plus compatible avec l'avis des experts en équité salariale;
(7) la méthode acceptable du point de vue statistique;
(8) la méthode qui fait appel aux données les plus facilement disponibles;
(9) la méthode apte à être expliquée aux personnes touchées et à être comprise par celles-ci;
(10) la méthode qui comporte le moins d'anomalies;
(11) la méthode qui est la plus simple à appliquer avec le moins grand nombre de règles de décision;
(12) la méthode que les parties ont utilisée avec succès dans d'autres cas;
(13) la méthode qui peut être utilisée par le même employeur dans une gamme d'établissements.
IV. MÉTHODE DE RAJUSTEMENT DES SALAIRES
74. Une méthode de rajustement des salaires est une méthode statistique qui sert à mettre en oeuvre la parité salariale. Chacune des méthodes mises de l'avant par les parties faisait appel à la technique statistique de l'analyse de régression, laquelle permet d'obtenir des courbes de régression des salaires. La courbe de régression utilisée dans chaque méthode est une estimation du rapport entre les cotes numériques des emplois échantillonnés et évalués dans l'étude sur la parité salariale et le salaire horaire versé pour les mêmes emplois. La Commission et l'Alliance se servent des courbes de régression uniquement pour le groupe de comparaison de sexe masculin. L'intimé trace des courbes de régression tant pour le groupe de comparaison à prédominance masculine que pour le groupe plaignant à prédominance féminine. Une courbe de régression est une forme de calcul d'une moyenne; les parties s'en servent dans leur méthode respective de rajustement des salaires pour calculer s'il y a une différence entre le salaire moyen versé à un groupe plaignant à prédominance féminine et le salaire moyen versé à un groupe de comparaison masculin.
75. Les valeurs numériques en l'espèce sont les cotes numériques attribuées aux emplois par les comités d'évaluation dans le cadre de l'étude sur la parité salariale. Les 15 comités d'évaluation des emplois ont évalué environ 1 700 emplois dans des groupes professionnels à prédominance féminine et 1 407 emplois dans des groupes professionnels à prédominance masculine, emplois qui avaient été sélectionnés au hasard pour les fins de l'évaluation.
76. Le système d'évaluation utilisé par les comités
d'évaluation était le plan Willis; ce plan, basé sur des
facteurs numériques, comporte une échelle de cotation pour les
quatre critères d'emploi énumérés au paragraphe 11(2) de la Loi,
c'est-à-dire les qualifications, les efforts, les
responsabilités et les conditions de travail.
77. Les salaires horaires utilisés pour le calcul des courbes de régression correspondent aux taux de rémunération des différents emplois évalués durant l'étude, et consignés dans les conventions collectives pertinentes conclues entre l'intimé et l'Alliance pour l'exercice financier 1987-1988. Les taux de rémunération se rapportent à la période allant du 1er avril 1987 au 31 mars 1988 (pièce HR-256).
A. La méthode de la Commission : niveau/segment
78. M. Sunter a tout d'abord considéré tous les groupes professionnels à prédominance masculine qui avaient été examinés dans l'étude sur la parité salariale comme un seul groupe à des fins de comparaison. Après avoir reçu la série complète d'évaluations des comités, il a entrepris son analyse en traçant une courbe de régression pour l'ensemble de données des 1 700 emplois féminins évalués. Il a affirmé lors de son témoignage que la courbe de régression obtenue présentait une relation linéaire entre le salaire et la cote numérique pour les emplois féminins. Il a noté qu'à mesure que le nombre de points augmentait, le salaire augmentait, ce qui créait une relation linéaire. Il a appliqué la même démarche à l'ensemble de données sur les emplois masculins et il a obtenu le même résultat linéaire.
79. M. Sunter s'est servi des courbes de régression linéaires concernant les femmes et les hommes comme façon d'explorer les données en vue de déterminer le type de courbe de régression qui serait opportun dans les circonstances. Il a indiqué que la distance entre les deux courbes pourrait être utilisée pour calculer les rajustements salariaux. Il a appelé cette façon de procéder la méthode courbe/courbe. Cependant, M. Sunter n'a pas utilisé les courbes de régression globales à titre de base concrète pour le rajustement. Il est d'avis qu'une courbe de régression de l'ensemble des cotes d'évaluation des emplois masculins est un outil trop «grossier» pour être utile dans le calcul d'un écart salarial (volume 108, p. 12995). Il s'en est servi uniquement pour montrer qu'il y avait une différence de taux de rémunération entre les groupes professionnels à prédominance féminine et les groupes professionnels à prédominance masculine.
80. M. Sunter a examiné la question du degré de variation engendré par les régressions globales concernant les hommes et les femmes en procédant à un type d'analyse de sensibilité pour déterminer la stabilité de l'analyse de régression. Pour cette analyse, il a inventé une population importante en faisant appel aux résultats de l'étude sur la parité salariale. Il s'est servi de cette population pour sélectionner des échantillons répétés d'une taille analogue à celle des ensembles de données utilisés lors de l'étude sur la parité salariale. Il a calculé les régressions pour déterminer les variations et a constaté qu'il obtenait une estimation très stable des différences entre les valeurs de régression dans chacune des simulations. M. Sunter a conclu de cette analyse que ses régressions pour les données masculines et féminines démontraient la différence globale entre la courbe salariale des hommes et celle des femmes.
81. M. Sunter a alors resserré son champ d'analyse et, se servant d'une courbe de régression des données masculines se situant dans la même gamme de valeurs que les données de l'ensemble du groupe à prédominance féminine, il a comparé la distance moyenne entre chaque valeur du groupe, sous-groupe ou niveau à prédominance féminine étudié et la courbe de régression des données masculines. Il a appelé cette façon de procéder la méthode niveau/courbe.
82. M. Sunter a resserré encore davantage le champ de sa comparaison en appliquant la méthode niveau/segment. À cette fin, il a calculé la distance moyenne entre chaque cote d'évaluation des emplois pour le niveau ou sous-groupe professionnel à prédominance féminine et une courbe de régression pour les données masculines se situant dans la même plage de valeurs que les données du niveau ou sous-groupe à prédominance féminine étudié. Il a inclus toutes les cotes disponibles pour les emplois masculins qui se situaient à l'intérieur de la fourchette des valeurs du niveau ou du sous-groupe à prédominance féminine étudié lorsqu'il a tracé chaque courbe de régression des données masculines. Par exemple, le groupe professionnel CR se compose de sept niveaux distincts et ne comporte aucun sous-groupe. M. Sunter a calculé sept courbes de régression segmentées distinctes pour les emplois masculins, soit une courbe correspondant à chaque niveau du groupe CR.
83. M. Sunter a utilisé des courbes de régression
«pondérées» tout au long de ses travaux. La pondération
tient compte des différences dans la probabilité liée à
l'échantillonnage. Les groupes masculins n'avaient pas tous la
même probabilité pour l'échantillonnage et les cotes
d'évaluation ont donc été pondérées en fonction des taux
d'échantillonnage.
84. On trouve les calculs effectués par M. Sunter à l'aide de la méthode niveau/segment à la pièce HR-219. Cette pièce montre qu'il existe un écart salarial entre les groupes professionnels plaignants à prédominance féminine et les groupes de comparaison.
85. M. Sunter considérait la méthode niveau/segment comme la meilleure façon de calculer un écart salarial en utilisant le niveau ou sous-groupe à prédominance féminine et les données masculines correspondantes se situant dans la même gamme de valeurs. La Commission a accepté la méthode niveau/segment de M. Sunter comme produisant la meilleure estimation de l'écart salarial et assurant une certaine équité aux plaignants.
86. Dans le cadre de cette méthode, les différences observées pour chaque niveau ou sous-groupe par rapport au segment, dans un groupe professionnel à prédominance féminine, sont combinées pour produire un paiement total (la «cagnotte») pour le groupe à prédominance féminine en question. Selon M. Sunter, cette méthode nécessite un affinement additionnel. Elle ne permet pas de déterminer comment la cagnotte doit être répartie au sein d'un groupe plaignant. Ce sont l'Alliance et l'intimé qui doivent déterminer cette répartition. M. Sunter a examiné diverses méthodes de répartition de la cagnotte (pièce HR-219).
87. M. Sunter a parlé dans son témoignage de la raison d'être du regroupement en une cagnotte des rajustements issus de chacune des comparaisons niveau/segment dans chaque groupe professionnel plaignant à prédominance féminine. On vise ainsi, a-t-il expliqué, à supprimer les erreurs statistiques. Il affirme (volume 118, de la p. 14283, ligne 6, jusqu'à la p. 14285, ligne 11) :
[TRADUCTION]
Q. Dans quelles circonstances, d'un point de vue statistique, la prise en considération de chaque niveau isolément pourrait-elle poser des problèmes? Vous avez bien pris soin, tout au long de vos explications, d'affirmer que la meilleure formule pour le groupe consiste à additionner l'ensemble des valeurs individuelles.
R. Oui.
Q. D'un point de vue statistique, pouvez-vous nous dire quels problèmes pourraient être liés à l'utilisation distincte de chaque niveau comme mesure de l'écart salarial?
R. Les erreurs-types liées à chacune de ces valeurs peuvent être suffisamment grandes pour qu'il n'y ait aucune justification réelle -- même s'il s'agit des meilleures estimations numériques, en quelque sorte, pour chaque niveau, l'examen des erreurs connexes peut néanmoins indiquer qu'il n'y a pas de différence statistiquement significative entre un niveau, par exemple, et son successeur. Ainsi, un statisticien pourrait dire : «Non, vous devez combiner ces deux niveaux pour le calcul d'un rajustement.»
En outre, si l'on songe aux erreurs-types en soi -- et cela pourrait à mon avis être rangé parmi les raisons statistiques --, il peut arriver que les erreurs-types elles-mêmes fassent l'objet d'erreurs d'estimation. Elles ne sont pas coulées dans le bronze. Ce sont des estimations de l'erreur.
[...]
Q. S'il existe des problèmes lorsqu'on est à l'échelon des valeurs individuelles -- et vous nous avez dit que la meilleure estimation de l'écart salarial consiste à faire la somme de toutes les valeurs individuelles --, pouvez-vous m'expliquer pourquoi ces problèmes disparaissent lorsqu'on atteint l'échelon du paiement total?
R. C'est à cause de la façon dont les erreurs s'additionnent. Une fois que l'on a additionné toutes ces valeurs jusqu'à l'échelon de l'ensemble du groupe, ou même de l'ensemble du sous-groupe, les estimations du rajustement lui-même et les estimations de l'erreur-type que l'on associe à ce rajustement deviennent très fiables. C'est donc tout simplement le résultat de la somme des valeurs de l'échantillon jusqu'au point où l'on obtient un échantillon suffisamment important.
88. À son avis, la méthode niveau/segment est la méthode la plus favorable de calcul du paiement total pour les groupes professionnels à prédominance féminine parce que la régression linéaire simple utilisée pour les données masculines est une façon très commode de résumer les données relatives aux hommes sur des plages restreintes de valeurs. Il a résumé cette méthode et exprimé sa préférence pour celle-ci au volume 112 (de la p. 13490, ligne 5, jusqu'à la p. 13491, ligne 13) :
[TRADUCTION]
Q. Pouvez-vous nous résumer pourquoi vous préférez cette méthode du point de vue statistique?
R. Parce que la régression linéaire simple est une façon très commode de résumer l'apparence générale des données. Cependant, si l'on procède à un examen plus approfondi, on constate que la régression ne présente pas un ajustement particulièrement bon dans des segments donnés de la plage globale de valeurs. Il est donc raisonnable de choisir, pour chaque niveau, la plage de valeurs qui y correspond le mieux.
En procédant ainsi, on ne se fonde plus sur une hypothèse générale voulant qu'une droite présente un bon ajustement sur une plage étendue de valeurs. On se dit plutôt : «Non, non, il suffit de résumer les données sur une plage restreinte.» C'est ce que fait la méthode niveau/segment. Et, bien sûr, les erreurs d'échantillonnage ou les erreurs de traitement lors des calculs ont tendance à se résorber lorsqu'on fait la somme des valeurs des divers segments.
Si l'on examine les valeurs présentées, on constate que pour un niveau donné, l'erreur-type de la distance peut être relativement importante. Cependant, si l'on fait la somme de toutes les valeurs et si on les pondère, cette erreur-type devient négligeable dans presque tous les cas. Elle disparaît, tout simplement. J'ai donc beaucoup confiance dans l'ajustement global produit par la méthode niveau/segment.
Toutes les autres méthodes, c'est-à-dire les méthodes courbe/courbe et niveau/courbe, reposent sur l'hypothèse d'un bon ajustement sur l'ensemble de la plage de valeurs pour la courbe des données masculines et, dans certains cas, pour la courbe des données féminines. Or, l'ajustement n'est pas bon sur l'ensemble de la plage de valeurs. Ou, du moins, on obtient un beaucoup meilleur ajustement si l'on utilise une série de segments.
89. M. Sunter croit que la méthode niveau/segment est plus viable, robuste et défendable que toute méthode qui repose sur des hypothèses quant à la nature de la progression globale des salaires, ce que requiert la méthode privilégiée par l'Alliance. En ce sens, M. Sunter fait très soigneusement une distinction entre ce qu'il appelle les études analytiques, dans lesquelles les statisticiens tentent de faire concorder des modèles avec des situations réelles, et les études descriptives, dans lesquelles les statisticiens tentent simplement de faire des estimations (volume 120, p. 14515). C'est cette dernière façon de procéder que M. Sunter préférait et sur laquelle il a fondé son analyse.
90. M. Shillington n'a pas lui-même procédé à des analyses, mais il préférait une série de régressions plus courtes à une régression plus globale portant sur une gamme plus étendue de valeurs pour un groupe. M. Shillington privilégiait la série de régressions niveau/segment parce que cette méthode permet de ne pas capter la forme de la courbe salaire-traitement, laquelle est une régression sur l'ensemble du groupe. Il fait remarquer (volume 135, à la p. 16531, lignes 16 à 23) :
[TRADUCTION]
La situation n'est pas la même dans le cas d'une plage de valeurs très restreinte parce que l'on ne tente pas de capter la forme de la courbe salaire-traitement. On se contente de faire la moyenne des données. Je préfère l'accumulation d'une série de segments car chacun de ceux-ci est moins sensible à la forme de la courbe salaire-traitement que l'ensemble des données relatives à tout le groupe.
91. M. Sunter a affirmé dans son témoignage que la méthode niveau/segment produit la meilleure estimation disponible de l'écart salarial. Il a indiqué qu'à partir des données disponibles produites par l'étude sur la parité salariale, il n'était pas en mesure de procéder à une comparaison «de point à point» entre les valeurs des emplois féminins et les valeurs des emplois masculins. Il a qualifié ce genre de processus d'«application descriptive de la statistique». Il a fait les observations suivantes (volume 108, de la p. 13012, ligne 8, jusqu'à la p. 13014, ligne 7) :
[TRADUCTION]
LE TÉMOIN : Permettez-moi de revenir un peu en arrière. Ce que j'aimerais, si j'avais les données en main et si ces données étaient disponibles, c'est disposer d'une série de valeurs sur les salaires versés aux hommes pour chacun de ces points représentant les emplois féminins; pour chacun de ces points chez les femmes, je disposerais d'une série correspondante de salaires chez les hommes. Par exemple, pour le point que voici, j'aurais en main une série d'observations sur les emplois masculins ayant la même valeur et je ferais la moyenne du salaire de ceux-ci.
C'est impossible parce que nous ne disposons pas d'une telle série de points. Toutefois, si tel était le cas, j'aurais alors en main une estimation très simple de l'écart salarial. Tout ce que j'aurais à faire, c'est établir, pour chaque point, la distance entre le salaire des emplois féminins et la moyenne des salaires correspondants pour les emplois masculins, puis calculer la moyenne de ces distances. Cela représenterait une estimation simple dans la catégorie des applications descriptives et tous s'entendraient là-dessus. Aucun modèle ne serait nécessaire...
LA PRÉSIDENTE : On n'aurait pas besoin d'une courbe de régression.
LE TÉMOIN : On n'aurait pas besoin d'une courbe de régression.
LA PRÉSIDENTE : On ferait tout simplement des comparaisons point par point.
LE TÉMOIN : Uniquement de point à point. Ce serait une application descriptive simple.
Je dirais alors que cette façon de procéder appartient clairement à la catégorie des applications descriptives de la statistique, et c'est bien ce que c'est : c'est la meilleure estimation disponible de l'écart salarial.
Malheureusement, je ne dispose pas de ces données. Je peux en obtenir des approximations très précises, mais je ne peux pas obtenir les données absolument exactes. La meilleure chose que je puisse faire, c'est tracer cette petite courbe de régression segmentée, que l'on voit ici dans la pièce HR-204, et calculer les distances moyennes par rapport à cette courbe. C'est le plus près que je puisse m'approcher de l'application purement descriptive.
LA PRÉSIDENTE : Donc, ce que vous disiez auparavant, lorsque vous affirmiez qu'il s'agit du meilleur modèle du point de vue statistique, c'est que si l'on ne dispose pas de points correspondant aux hommes pour chacun de ces points correspondant aux femmes, l'approximation la plus précise que l'on puisse faire consiste à tracer une courbe de régression entre les deux segments. Est-ce bien ce que vous dites?
LE TÉMOIN : Oui. J'ai subdivisé les données jusqu'au niveau de détail le plus précis que les données me permettaient d'obtenir.
92. M Shillington approuve la façon de procéder de M. Sunter, qui consiste à utiliser les régressions de façon descriptive plutôt qu'à choisir une méthode axée sur la nature de la relation entre les cotes et les salaires des emplois masculins. M. Shillington a exprimé cette opinion au volume 135, de la p. 16533, ligne 5, jusqu'à la p. 16536, ligne 9 :
[TRADUCTION]
Q. Quand vous avez parlé, plus tôt dans votre réponse, d'une régression raisonnable, qu'entendiez-vous par là? Qu'est-ce au juste... je ne préciserai pas davantage ma question. Vous avez utilisé cette expression : vous voulez vous assurer d'obtenir une «régression raisonnable».
R. La raison pour laquelle je préfère une série de régressions distinctes plus brèves, si je puis m'exprimer ainsi, à une régression plus globale sur une plage de valeurs plus étendue pour le groupe, c'est que l'analyse de régression globale sera plus sensible -- le résultat que l'on obtiendra sera plus sensible au fait que l'on aura ou non procédé à une transformation logarithmique de la régression dont nous avons parlé, pour l'exprimer en d'autres paramètres de courbe. Cette régression plus globale dépendra de la façon dont on caractérisera le modèle de régression. Les petites régressions plus brèves n'en dépendront pas autant.
Q. Est-il juste de dire que cela a un effet sur la forme de la courbe de régression?
R. Oui.
Q. À propos de la réponse que vous venez de donner, si l'on examine la courbe composite qui représente l'ensemble de l'univers des emplois masculins -- ce que vous appelez la courbe composite des données masculines --, quel effet, le cas échéant, l'affirmation que vous venez de faire a-t-elle sur l'utilisation de la courbe composite masculine ?
R. C'est le même débat, mais à une échelle plus vaste. Préférerais-je une série de régressions sur des plages restreintes et une réduction des données obtenues, plutôt qu'une ligne de régression calculée pour toutes les données masculines? Je préférerais les régressions plus brèves, sous réserve ici encore de la taille de l'échantillon. La raison en est la suivante : si l'on effectue une régression unique pour toutes les lignes...
Q. Pour toutes les lignes?
R. Excusez-moi. Si l'on calcule une régression unique pour tous les points correspondant aux questionnaires sur les emplois masculins, il faut alors être très, très sûr d'avoir caractérisé cette courbe correctement.
Dans cette situation [niveau/segment], il n'y a pas de courbe véritable. On résume à nouveau les données. Personne ne prétend qu'il y a une relation linéaire, ou logarithmique, ou réelle, entre les cotes numériques de Willis et les salaires qui est naturelle. Ce n'est pas comme si l'on calculait la régression de la relation entre la hauteur d'un immeuble de laquelle on laisse tomber une balle, et la vitesse de la balle au moment où elle atteint le sol.
Dans ce dernier cas, supposons que l'on fait une série d'expériences; la taille de l'immeuble se trouve sur un axe et la vitesse de la balle au moment où elle touche le sol se trouve sur l'autre axe. On trace une courbe de régression à partir de ces points. Un physicien vous dira que la relation est quadratique, qu'il y a un terme élevé au carré dans l'équation, et ce n'est pas...
Q. Donc, dans le monde réel, il existe une formule qui permet de calculer une équation correspondant à la chute d'une balle par la fenêtre d'un immeuble.
R. Parce que c'est ainsi que fonctionne la physique, à l'intérieur de certaines limites. Dans ce cas, cependant, personne ne vient vous dire qu'à cause du système de classification, à cause de la physique, il existe une relation linéaire ou une relation logarithmique. Nous essayons tout simplement de tracer une courbe qui correspond aux données. Si l'on décide d'utiliser une seule courbe globale, il faut être très sûr de ne pas se tromper.
Dans les circonstances actuelles, compte tenu du nombre de questionnaires et de la taille de l'échantillon, il n'est pas nécessaire de procéder à cette analyse composite parce que l'on dispose d'un nombre suffisant d'observations, d'un nombre suffisant de questionnaires dans les diverses plages pour pouvoir dire qu'à la valeur de deux cents (200), par exemple, ou entre deux cents (200) et deux cent cinquante (250), si l'on veut déterminer le salaire que reçoivent les hommes dans cette plage, on peut se contenter d'utiliser les valeurs correspondant aux hommes dans cette plage et l'on n'a pas à formuler une équation de régression qui correspondra correctement à la forme globale de toutes les données. [C'est nous qui soulignons.]
93. En 1990, l'intimé a rajusté les résultats de l'évaluation des emplois (cotes numériques) pour tenir compte de la partialité fondée sur le sexe qui, à son avis, entrait en jeu dans le processus d'évaluation des emplois. M. Sunter a affirmé dans son témoignage que les rajustements apportés par l'intimé aux résultats d'évaluation de l'étude sur la parité salariale, présentés par l'intimé dans son exposé sur la méthode (pièce HR-185), avaient eu pour effet de modifier la courbe de régression des données féminines et la courbe de régression des données masculines. La modification avait réduit l'écart salarial et donné lieu au paiement de sommes plus petites lors des rajustements paritaires effectués par l'intimé après l'échec de l'étude du Comité mixte. L'intimé a également tronqué les données en retranchant les 10 % supérieurs et les 10 % inférieurs des cotations numériques dans le cadre de la méthode qu'il a appliquée en 1990.
94. M. Sunter a critiqué la méthode adoptée en 1990 par l'intimé parce qu'on avait retranché toutes les cotes d'évaluation au-dessous et au-dessus d'un certain seuil. Il a affirmé dans son témoignage (volume 110, de la p. 13254, ligne 15, jusqu'à la p. 13255, ligne 21) :
[TRADUCTION]
Q. Comment ce retranchement de données se compare-t-il à la suppression des valeurs aberrantes à laquelle vous avez procédé dans vos analyses et dont vous avez parlé plus tôt dans votre témoignage?
R. Ce que j'ai appelé les valeurs aberrantes, ce sont les observations qui sont si extrêmes, si éloignées de la moyenne pour la variable à l'étude -- par exemple, les cotes numériques ou, peut-être, la relation entre le salaire et les cotes numériques. Ces valeurs sont si éloignées de la moyenne des autres observations que j'ai des motifs de soupçonner qu'elles n'appartiennent pas à la même population ou qu'elles n'ont pas été créées par le même processus. Autrement dit, une erreur quelconque s'est produite. C'est une explication possible. J'ai certaines raisons qui me justifient de les rejeter pour ces motifs ou de les écarter pour l'analyse actuelle. Généralement, le nombre est très petit : j'écarte des valeurs, par exemple, au 1er et au 99e centile.
Je procède ainsi uniquement après avoir examiné les données. Il se peut que je n'écarte aucune valeur.
Cette façon de procéder est très différente de la technique de la distribution tronquée ou de la distribution censurée, comme on l'appelle parfois, qui consiste à déterminer à l'avance que je tiendrai compte uniquement des observations qui se trouvent entre le 10e et le 90e centile.
La première façon de procéder a une justification dans les méthodes statistiques. S'il existe une quelconque justification pour la deuxième, il faut que cette justification soit liée à la procédure qui suivra le retranchement des données.
95. M. Sunter a rejeté la courbe composite comme méthode de comparaison. Il a témoigné qu'une courbe composite engendre un problème statistique d'«incohérences ponctuelles». Selon M. Sunter, des «incohérences ponctuelles» surviennent lorsque les données s'écartent de façon très significative de la régression générale; elles sont mesurées par la distance entre les données masculines et la courbe de régression. Si cela se produit, la courbe de régression représente de façon inexacte les données masculines par rapport à leur emplacement réel. M. Sunter n'a pas examiné les données en détail pour évaluer la question des incohérences ponctuelles; il a plutôt rejeté en principe la courbe composite.
96. Selon M. Shillington, l'utilisation des courbes segmentées a pour avantage que cette méthode permet d'éviter les incohérences ponctuelles ou les situations dans lesquelles on applique de force la courbe de régression à des données qui, en réalité, ne correspondent pas très bien à celle-ci. L'analyse niveau/segment peut tenir compte de petites variations dans la relation entre les cotes Willis et les salaires auxquelles une courbe composite peut ne pas être sensible.
97. Selon ce qu'a affirmé M. Sunter, il a utilisé l'analyse
de régression comme outil de calcul pour résumer les données
afin de déterminer une distance moyenne entre les points
correspondant aux emplois féminins et les points correspondant
aux emplois masculins selon la méthode niveau/segment. Dans ce
contexte, il a témoigné que des facteurs statistiques comme
l'«adéquation» (une courbe de régression présente une bonne
adéquation par rapport à une série de points si la distance
moyenne entre ces points et la courbe est très petite), la
«distribution des points» (la distribution des valeurs entre
les groupes masculins et les groupes féminins) et les
«incohérences ponctuelles» ne sont pas significatifs. M.
Sunter a ajouté que si l'on utilise l'analyse de régression
dans le contexte de l'établissement d'un modèle afin de
décrire un processus existant dans la réalité et que l'on
entend se servir de ce modèle comme base pour des interventions,
ce qui est le cas, par exemple, de la courbe composite, la
validité de la courbe de régression devient une considération
de premier plan et l'«adéquation» revêt beaucoup
d'importance.
98. La preuve indique qu'il y a une distribution différente des valeurs entre les groupes féminins et les groupes masculins auxquels ils sont comparés. M. Sunter a affirmé que la différence dans la distribution des valeurs dans les plages étudiées par rapport à la distribution des valeurs dans le groupe professionnel à prédominance féminine ne faisait pas problème. Il a affirmé ce qui suit (volume 126, de la p. 15351, ligne 20, jusqu'à la p. 15354, ligne 3) :
[TRADUCTION]
LE TÉMOIN : Il n'y a pas de différence en principe entre la comparaison courbe/courbe de deux régressions sur l'ensemble de la plage de valeurs pour un groupe professionnel, et la comparaison des régressions sur la plage de valeurs pour un niveau donné du groupe professionnel. En principe, c'est le même problème et, dans les deux cas, il serait préférable que les deux ensembles de données aient une distribution analogue et que la distribution soit bonne sur l'ensemble de la plage des observations.
Cela dit, nous n'avons d'autre choix que de travailler à partir des données dont nous disposons et il se peut que nous n'ayons pas ce genre de répartition égale ou de données bien distribuées dans l'un ou l'autre cas. Cela n'invalide pas en soi la régression. Si les distributions sont particulièrement différentes, on peut vouloir se pencher sur ce problème au cas où cela aurait un effet sur la régression. Et l'on peut effectivement introduire une certaine pondération pour faire en sorte que les distributions soient officiellement les mêmes.
Dans ce contexte, la différence entre la méthode courbe/courbe et la méthode niveau/segment n'est pas liée à ce problème. C'est la suivante : quand on adopte la méthode niveau/segment, où le niveau de détail est plus poussé, on utilise généralement des plages de valeurs beaucoup plus petites pour les régressions; ainsi, la distribution, ou les différences de distribution dans cette plage deviennent beaucoup moins importantes. Voilà tout.
Ce n'est pas, bien entendu, la principale raison pour laquelle j'ai privilégié la méthode niveau/segment. C'était essentiellement pour régler ce que j'ai appelé le problème des incohérences ponctuelles dans l'analyse de régression globale. Cependant, puisque cette question a été soulevée, c'est l'une des considérations qui entrent en jeu dans le choix de la méthode niveau/segment; ce n'est pas la principale considération.
LA PRÉSIDENTE : J'aimerais poursuivre l'examen de cette question,
Madame Morgan.
Pourquoi les différences dans la distribution deviennent-elles moins importantes dans la méthode niveau/segment?
LE TÉMOIN : Parce qu'on se préoccupe d'une plage de valeurs beaucoup plus petite et parce que, comme vous vous en souviendrez, le calcul niveau/segment pour un niveau donné -- j'ai toujours dit qu'il fallait être très prudent quant à la façon d'interpréter cette valeur. C'est seulement lorsqu'on additionne les valeurs pour une série complète de niveaux que l'on peut avoir l'assurance que les erreurs liées à tel ou tel niveau commencent à s'annuler.
Donc, si l'on répète l'opération sur une série de petites plages de valeurs au lieu de l'appliquer à une grande plage de valeurs -- j'espère être clair là-dessus --, on règle d'une part, dans une certaine mesure, le problème des incohérences ponctuelles et l'on règle d'autre part le problème des différences dans la distribution des deux ensembles de données; les deux phénomènes se produisent simultanément.
99. La méthode de M. Sunter a produit environ cinquante courbes de régression des données masculines pour les groupes plaignants de l'Alliance. Une difficulté liée au caractère inadéquat des échantillons a surgi dans quelques cas. M. Sunter a constaté que, dans certains cas, le nombre d'«observations» (les résultats ou cotes d'évaluation des emplois) dans le niveau professionnel à prédominance féminine restreignait l'étendue de la plage de valeurs, ce qui limitait la possibilité d'inclure un nombre suffisant d'observations (données) sur les emplois masculins dans le segment de comparaison. Il a réglé ce problème en étendant la plage de valeurs des emplois féminins pour inclure un plus grand nombre d'observations concernant les emplois masculins et faire en sorte que la régression soit statistiquement valide. Il a appelé «règle de décision» cette extension de la plage de valeurs des emplois féminins. Ce problème n'est pas survenu dans les calculs pour les groupes de l'Alliance. Il concernait les groupes plaignants représentés par l'Institut professionnel de la fonction publique du Canada. Le Tribunal n'est plus saisi des plaintes des groupes représentés par l'Institut.
100. M. Sunter a jugé insatisfaisante l'utilisation d'une courbe composite pour le calcul d'un écart salarial. À son avis, les régressions circonscrites calculées à partir d'un segment des données féminines sont plus exactes et par conséquent plus fiables, tandis que la courbe composite est plus précise, mais on pourrait faire valoir qu'elle est moins exacte. M. Sunter s'est cependant servi d'une courbe composite dans son analyse initiale pour les besoins de la régression globale, en vue de démontrer la différence entre les salaires versés aux hommes et les salaires versés aux femmes (méthode courbe/courbe).
101. M. Sunter a conclu que la méthode niveau/segment était la plus exacte pour le calcul de l'écart salarial. Il a affirmé au volume 112 (de la p. 13492, ligne 21, jusqu'à la p. 13499, ligne 5) :
[TRADUCTION]
LA PRÉSIDENTE : Avant que vous ne passiez à cela, Madame Morgan, j'ai seulement une autre question à poser.
Monsieur Sunter, dans votre témoignage, lorsque vous décriviez la méthode 3 (niveau/segment), vous avez utilisé des mots comme «précis» et «exact» et l'une des méthodes pourrait être plus exacte, mais non précise, ou peut-être précise, mais non exacte.
LE TÉMOIN : Oui.
LA PRÉSIDENTE : Il y a certaines définitions dans votre glossaire qui décrivent brièvement la différence entre ce qui est précis et ce qui est exact. Pourriez-vous nous en dire un peu plus? Quelle est la différence entre une chose qui est précise, mais non exacte, et une chose qui est exacte, mais non précise, et comment cela s'applique-t-il à ces diverses méthodes et à l'interprétation qui a été donnée dans votre glossaire?
Si vous avez besoin de temps pour y réfléchir, je suis d'accord pour laisser Mme Morgan poursuivre. Mais le sens de ces termes m'apparaît un peu nébuleux.
LE TÉMOIN : Je crois pouvoir vous donner une réponse impromptue.
La précision est un terme que l'on utilise généralement pour désigner la capacité de répétition. Si je mesure la longueur de ce stylo, par exemple, dix fois à l'aide d'un instrument et si les dix mesures obtenues sont toutes très proches l'une de l'autre, je dirai que la série de mesures est très précise.
Cependant, elle n'est pas nécessairement exacte. Si l'instrument dont je me suis servi pour mesurer est faussé d'une quelconque façon, je dirai alors que le résultat obtenu est inexact. Ainsi, un résultat peut être à la fois inexact et précis, selon le sens que l'on donne à ces termes en statistique.
Le résultat pourrait être exact, mais imprécis. Je pourrais dire : voici un instrument qui permet de mesurer la longueur des stylos; cet instrument est très grossier. Cependant, en moyenne, il produit exactement la bonne valeur. Il se peut que l'on ait à mesurer la longueur du stylo 100 fois pour obtenir la bonne valeur, ou un résultat suffisamment proche de la bonne valeur, mais cette mesure sera très exacte. Cependant, l'instrument de mesure lui-même et la série de mesures sont imprécis.
Donc, si un instrument ou une méthode produit en moyenne le bon résultat, on dit qu'il est exact. S'il produit le bon résultat à l'aide de très peu de mesures, on dit qu'il est précis, puisque chaque mesure prise isolément est proche de la moyenne.
Pour ce qui est de ces régressions, je crois me rappeler avoir dit que lorsqu'on passe de la méthode courbe/courbe à la méthode niveau/segment, on échange la précision contre l'exactitude.
LE MEMBRE FETTERLY : Pourriez-vous répéter?
LE TÉMOIN : On échange la précision contre l'exactitude pour un niveau donné. Ce que j'entendais par là, c'est que si l'on calcule simplement la distance entre les deux courbes et si l'on utilise le résultat pour calculer le rajustement pour un niveau donné au sein d'un groupe professionnel, on utilise un instrument qui peut être très précis, mais qui est relativement inexact parce que les régressions elles-mêmes ne présentent pas un très bon ajustement. Cependant, les distances calculées une à une peuvent être très proches l'une de l'autre. En moyenne, elles produisent la mauvaise réponse, mais elles sont très précises.
Lorsqu'on passe à la méthode niveau/segment, on perd un certain degré de précision parce que les tailles d'échantillon sont très petites, mais on obtient des résultats beaucoup plus exacts.
Lorsqu'on fait la somme de ces distances niveau/segment sur l'ensemble des valeurs, on récupère, pour ainsi dire, la précision car on accroît le nombre d'observations, de sorte que l'on obtient le meilleur compromis entre l'exactitude et la précision quand on procède ainsi pour le rajustement total.
LE MEMBRE FETTERLY : Merci.
LA PRÉSIDENTE : Quelle est la définition d'«exactitude» et quelle est la définition de «précision»?
LE TÉMOIN : Je ne suis pas sûr de pouvoir vous donner une définition précise. Un instrument est précis si son erreur-type est petite. J'essayais de vous donner une description en termes simples de la signification de ce mot, mais si vous me demandez une définition... Un instrument est exact si la valeur prévue du résultat concorde avec la valeur réelle.
LA PRÉSIDENTE : Si l'on examine la régression courbe/courbe qui a été effectuée selon la méthode du Conseil du Trésor, ce dont vous venez de parler -- cette précision et cette exactitude -- s'applique-t-il à une méthode de ce genre? Est-ce que vous dites que cette méthode est très précise, mais qu'elle n'est pas très exacte?
LE TÉMOIN : Oui, c'est bien le cas pour la méthode courbe/courbe à ce niveau de compromis, si vous voulez, dans cette gamme qui va de la grande exactitude à la grande précision. De toute évidence, on souhaiterait obtenir les deux, mais il y a très souvent un compromis. Ce compromis se produit à l'extrémité «inexactitude» du spectre.
C'est essentiellement... Voyez-vous, l'argument en faveur de l'utilisation de cette méthode est issu des discussions des représentants du Conseil du Trésor sur les questions de la taille de l'échantillon et du plan d'échantillonnage. En fait, voici ce qu'ils disent : il faut procéder de cette façon parce que le plan d'échantillonnage et la taille de l'échantillon ne permettent d'obtenir un degré suffisant de précision que lorsqu'on traite les valeurs à ce niveau d'agrégation -- je suis peut-être en train de leur faire dire ce qu'ils n'ont pas dit. Ils n'ont pas concrètement dit cela, mais c'est l'essentiel de l'argument.
Voici comment je réagis à cela : oui, le résultat est très précis, mais il est aussi inexact. Un statisticien bien connu a dit un jour qu'il était préférable d'obtenir des réponses approximatives aux bonnes questions que des réponses très précises aux mauvaises questions et je ne trouve pas grand-chose à redire à cela.
LA PRÉSIDENTE : À ce sujet précisément -- je ne veux pas trop approfondir la question, mais qu'est-ce qu'un statisticien s'efforce de faire lorsqu'il applique une méthode? L'un des éléments a-t-il plus d'importance que l'autre : la précision l'emporte-t-elle sur l'exactitude, l'exactitude l'emporte-t-elle sur la précision? Y a-t-il une norme dans votre profession selon laquelle la précision est la clé ou l'exactitude est la clé dans ce domaine? Lequel est important?
LE TÉMOIN : Non, il n'y a pas de norme. Nous inventons par ailleurs des mesures qui combinent ces facteurs. Une technique que l'on appelle l'erreur quadratique moyenne combine, si on veut, l'exactitude et la précision. Ainsi, les techniques d'échantillonnage, par exemple, ont pour objet de réduire la somme au minimum. Ce n'est pas une simple somme, mais c'est plutôt le genre de somme géométrique des biais et de la variance d'échantillonnage. C'est ce qu'on appelle l'erreur quadratique moyenne.
En ce sens, donc, il existe une norme. Nous essayons de gagner sur les deux tableaux. Très souvent, cependant, il est passablement clair que l'on doit faire un compromis. On doit viser l'un ou l'autre des éléments.
LA PRÉSIDENTE : Dans ce processus qui nous occupe, dans la tentative de déterminer s'il existait un écart salarial, etc., que devrait-on, à votre avis, s'efforcer de faire?
LE TÉMOIN : Je crois qu'il est passablement clair -- du moins il est clair à mes yeux -- que dans ce cas, on doit viser l'exactitude. Après tout, les différences entre... si l'on prend simplement en considération l'ampleur des différences dont il est question entre les taux de rémunération des hommes et les taux de rémunération des femmes, la précision jusqu'au dernier sou n'est pas d'une grande importance dans le calcul. En moyenne, nous devrions viser à obtenir le bon résultat. À mon avis, donc, c'est ici l'exactitude qui est l'essentiel, et non pas la précision.
B. La méthode de l'Alliance : niveau/courbe composite
102. La méthode de rajustement des salaires proposée par l'Alliance consiste à rajuster le salaire des femmes en utilisant des valeurs calculées par groupe et par niveau et, s'il y a lieu, par sous-groupe et par niveau pour les groupes plaignants, et en les comparant à une courbe composite des données masculines. La courbe composite des données masculines, dans la méthode de l'Alliance, est une courbe de régression tracée à partir des données sur tous les emplois échantillonnés dans les groupes à prédominance masculine lors de l'étude sur la parité salariale. Cette méthode est appelée méthode niveau/courbe composite.
103. M. Eugene Swimmer, expert en économique du travail et en statistique, a procédé pour le compte de l'Alliance à l'analyse statistique qui a produit la courbe composite. Il a témoigné à propos de la validité de la courbe composite des données masculines. D'après son analyse, M. Swimmer était d'avis qu'une équation quadratique reflétait le mieux les données masculines produites par l'étude sur la parité salariale. Contrairement à la façon dont M. Sunter utilise les courbes de régression, M. Swimmer se sert de la courbe de régression comme modèle pour prédire le salaire de tous les employés des groupes professionnels à prédominance masculine dans la fonction publique fédérale.
104. Se servant d'un diagramme de dispersion (un graphique sur lequel sont reportés les divers points ou cotes d'évaluation), M. Swimmer a remarqué que les données masculines présentaient une courbe ascendante qui avait tendance à s'aplatir aux valeurs supérieures des points d'évaluation des emplois. À cause de cet aplatissement à l'extrémité supérieure des valeurs, M. Swimmer préférait une équation quadratique à une équation linéaire pour la prédiction du salaire versé aux hommes. Il a affirmé que l'équation quadratique, plus complexe, produit une courbe de régression curviligne pour les données masculines.
105. M. Swimmer a fait remarquer que le procédé d'échantillonnage utilisé dans le cadre de l'étude n'était pas également représentatif de tous les groupes professionnels. Dans certains cas, les données masculines avaient tendance à être surreprésentées dans certains groupes professionnels et à être sous-représentées dans d'autres. M. Swimmer estimait qu'il convenait de rajuster les données pour tenir compte de cette différence. Il a donc pondéré les observations individuelles de manière à refléter la probabilité liée à l'échantillonnage. Il a ainsi fait en sorte que chacune des cotes d'évaluation des emplois masculins contribue également à la formule permettant de tracer la courbe de régression.
106. Selon M. Swimmer, puisque la courbe de régression ainsi produite sert à prédire la relation entre le salaire et la cote pour une population d'environ 100 000 employés de la fonction publique fédérale, l' «adéquation» de cette courbe devient une importante question statistique. M. Swimmer a expliqué que les statisticiens ont mis au point un indice, appelé r2, qui donne une indication de l'adéquation de la courbe. En langage statistique, la valeur de r2 représente l'erreur-type de l'ensemble de la courbe de régression. Pour chaque courbe de régression, la valeur de r2 se situe entre 0 et 1. Plus cette valeur est proche de 1, plus la courbe de régression est fiable à titre de prédicteur des salaires. Lorsque ce rapport est exprimé par un graphique, une courbe de régression où la plus grande partie des données se situe sur la courbe, et quelques données se trouvent au-dessus ou au-dessous de la courbe, présente un meilleur ajustement que si les points sont dispersés sur l'ensemble du graphique.
107. M. Swimmer a témoigné que la valeur de r2 pour la courbe de régression linéaire simple des données masculines provenant de l'étude était de 0,72. La pondération de la régression produit une valeur de r2 de 0,71. M. Swimmer a comparé la valeur de r2 de l'équation quadratique, sous ses formes pondérée et non pondérée, aux équations linéaires respectives et cette comparaison l'a amené à penser que le modèle quadratique pourrait être supérieur au modèle linéaire pour des raisons statistiques.
108. M. Swimmer a ensuite officiellement vérifié si le modèle quadratique (curviligne) était significativement supérieur au modèle linéaire en faisant appel à un test statistique appelé le test F de Wald. D'après les résultats obtenus, M. Swimmer a conclu que l'équation quadratique représentait une meilleure façon de résumer les données relatives aux 1 408 emplois masculins environ qui constituaient l'échantillon.
109. M. Swimmer a déclaré que les statisticiens se préoccupent de deux attributs des estimations de régression : l'«absence de biais» et l'«efficacité». Il a décrit une estimation «non biaisée» comme une estimation qui, si le processus est répété à de multiples reprises, a pour effet que la moyenne des estimations est pratiquement identique à la pente de la courbe de régression pour la population véritable. Selon lui, on dit d'une estimation de régression qu'elle est «efficace» lorsqu'il n'y a aucun autre procédé non biaisé et lorsque l'estimation produit des valeurs proches de celles de l'ensemble de la population, comme c'est le cas pour la méthode ordinaire des moindres carrés (la courbe de régression).
110. M. Swimmer a assuré au Tribunal que ces deux attributs étaient présents dans la méthode de la courbe composite de l'Alliance. On a pu le déterminer en se penchant sur encore une autre considération statistique, appelée le «terme d'erreur». Il a défini le «terme d'erreur» comme représentant la différence entre la valeur réelle des salaires et leur valeur prédite à partir de l'équation de régression à un nombre donné de points d'évaluation des emplois. M. Swimmer a fait appel à des techniques algébriques pour corriger un problème qu'il a appelé «hétéroscédasticité», soit la présence d'erreurs de plus en plus grandes dans la prédiction des salaires à mesure que la cote numérique des emplois augmente. En conséquence, il a produit l'équation quadratique pondérée suivante pour les données de 1987 : salaire 1987 = 4,029 + 0,060 point - 0,000014 point2 (pièce PSAC-164).
111. Les résultats de l'analyse de M. Swimmer se trouvent à la p. 22 de son rapport (pièce PSAC-164) et sont les suivants :
[TRADUCTION]
Pour les raisons exposées plus haut, d'après mon analyse des données et l'application des tests statistiques reconnus, je crois :
a. qu'une régression composite unique présente un excellent ajustement pour ces données;
b. que les équations quadratiques pondérées, corrigées pour tenir compte de l'hétéroscédasticité, produisent des estimations non biaisées et efficaces des caractéristiques de la population et représentent donc la meilleure caractérisation du modèle général décrivant la relation entre les taux de rémunération horaire et les cotes d'évaluation des emplois pour les employés des groupes professionnels à prédominance masculine;
c. que les taux de rémunération horaire des employés masculins prédits à partir de ces régressions quadratiques pondérées et «corrigées» seraient de bons points de référence pour le rajustement du salaire horaire des membres des groupes à prédominance féminine.
112. M. Swimmer n'a donné aucune opinion sur la méthode niveau/segment ni sur la méthode des groupes entiers, cette dernière étant la méthode utilisée par l'intimé. M. Ranger, de l'Alliance, a présenté des calculs de l'écart salarial effectués selon la méthode niveau/courbe composite dans la pièce PSAC-187. La méthode concrète de calcul est analogue à celle de la méthode niveau/segment de M. Sunter, sauf que l'Alliance utilise la courbe composite quadratique pondérée, plutôt qu'une série de courbes segmentées distinctes, pour calculer les différences entre les groupes à prédominance féminine et les groupes à prédominance masculine. À partir de l'équation quadratique pondérée, l'Alliance a montré l'existence d'un écart salarial entre les groupes professionnels plaignants, à prédominance féminine, et les groupes de comparaison.
113. L'Alliance prétend que les parties avaient convenu, dans le cadre de l'étude sur la parité salariale, d'utiliser la courbe composite pour calculer l'ampleur de l'écart salarial au stade de cette étude qui devait suivre le stade de l'évaluation des emplois. L'essentiel de la prétention de l'Alliance sur ce point se trouve aux paragraphes 173 et 174 de ses arguments écrits, lesquels se lisent comme suit :
[TRADUCTION]
173. L'Alliance soutient respectueusement que la preuve, orale et documentaire, confirme clairement que les p