Évaluation des prestations de maladie de l’assurance-emploi

Introduction

La présente évaluation fournit un examen des prestations de maladie de l’assurance-emploi en ce qui a trait à l’utilisation, à l’accessibilité et à l’incidence de ces prestations sur les résultats après une cessation d’emploi pour raison de maladie.

L’évaluation porte principalement sur les prestataires de l’assurance-emploi qui ont reçu des prestations de maladie de 2000 à 2016, à l’exclusion des travailleurs autonomes. Les prestations offertes aux travailleurs autonomes ont été examinées dans la récente Évaluation des prestations spéciales de l’assurance-emploi pour les travailleurs autonomes (2016).

L’analyse contenue dans ce rapport d’évaluation est basée sur des données et des renseignements recueillis jusqu’en 2016, elle ne tient donc pas compte des mesures particulières associées à la pandémie de la COVID-19.

Les annexes A à H contiennent la terminologie ainsi que des renseignements sur la méthodologie et sur les sources de données.

Pour faciliter la lecture du rapport, les termes « prestataire » et « demande de prestations » sont utilisés de manière interchangeable, même si certains prestataires ont fait plus d’une demande de prestations durant la période visée par l’analyse.

Principaux résultats de l’évaluation

L’évaluation a permis de dégager 3 constatations principales :

• la durée des prestations convient à la plupart des prestataires, mais les personnes ayant une maladie grave ou de longue durée sont plus susceptibles d’utiliser l’ensemble des 15 semaines de prestations de maladie et de demeurer encore malades une fois que ces dernières prennent fin;
• il y’a eu une croissance significative du nombre de demandes de prestations de maladie de l’assurance-emploi à l’échelle nationale depuis 2000, et cette croissance peut s’expliquer en partie par les changements démographiques; et
• l’accès aux régimes d’assurance maladie et assurance-invalidité de courte durée des employeurs n’est pas uniforme dans l’ensemble de la population active du Canada. En l’absence d’une telle protection, les prestations de maladie de l’assurance-emploi demeurent le principal soutien pour de nombreux travailleurs.

Basé sur ces constatations, l’évaluation fournit les recommandations suivantes au Ministère en ce qui concerne les prestations de maladie de l’assurance-emploi :

• étudier la possibilité d’établir de nouveaux couplages de données dans l’objectif d’éclairer l’élaboration de politiques ayant trait aux prestations de maladie de l’assurance-emploi, et faire rapport à ce sujet; et
• examiner les demandes de prestations régulières d’assurance-emploi comprenant des périodes de prestations maladie pour mieux comprendre le lien entre ces types de prestations.

Description du programme

Les prestations de maladie de l’assurance-emploi fournissent à la population canadienne un soutien du revenu essentiel.

Depuis 1971, les prestations de maladie de l’assurance-emploi sont versées aux personnes qui sont incapables de travailler en raison d’une maladie, d’une blessure ou d’une mise en quarantaine, et qui seraient en mesure de travailler n’eut été cette incapacité attribuable à des raisons médicales.

Les prestations de maladie de l’assurance-emploi visent à fournir un remplacement temporaire du revenu afin d’alléger le fardeau financier des prestataires et de leur permettre de se concentrer sur leur rétablissement et leur retour au travail.

Pour l’exercice 2017 à 2018, un montant de 1,7 milliard de dollars a été versé en réponse à 411 870 demandes de prestations de maladie de l’assurance-emploi (soit environ 4 160 $ par demande).

Certaines personnes qui connaissent une cessation d’emploi pour cause de maladie sont couvertes par le régime d’assurance-maladie de courte durée de leur employeur. Il arrive donc qu’une personne ne présente aucune demande de prestations de maladie de l’assurance-emploi, ou en fasse la demande seulement après avoir épuisé les prestations de son employeur, c’est à dire que l’assurance-emploi est le « deuxième » payeur.

Les prestations de maladie de l’assurance-emploi fournissent :

• jusqu’à 15 semaines de soutien du revenu temporaire, selon un montant qui correspond à 55 % de la rémunération hebdomadaire assurable moyenne, jusqu’à concurrence d’un montant hebdomadaire maximal. En 2020, ce montant hebdomadaire maximal était de 573 $.

Pour être admissibles à des prestations de maladie de l’assurance-emploi, les travailleurs doivent :

• avoir accumulé au moins 600 heures d’emploi assurable au cours de la période de 52 semaines précédant la date de début de leur période de prestations ou depuis leur dernière demande de prestations d’assurance-emploi (la plus courte de ces périodes étant retenue);
• obtenir un certificat médical signé par un médecin ou un professionnel autorisé. Consultez l’annexe A pour connaître la définition de certificat médical;
• avoir une cessation d’emploi admissible à des prestations de maladie de l’assurance-emploi, c’est à dire une réduction d’au moins 40 % de leur rémunération hebdomadaire normale en raison d’une maladie, d’une blessure ou d’une mise en quarantaine. Pour obtenir de plus amples renseignements sur le Programme d’assurance-emploi, veuillez consulter le Rapport de contrôle et d’évaluation annuel produit par la Commission de l’assurance-emploi du Canada.

Principales modifications apportées aux prestations de maladie de l’assurance-emploi, de 1971 à 2018

1971

Les prestations de maladie sont introduites dans le cadre du régime d’assurance-chômage en même temps que le Programme de réduction du taux de cotisation et les Régimes de prestations supplémentaires de chômage.

1990

Les personnes peuvent combiner les prestations de maladie et de maternité pendant une demande de prestations d’assurance-chômage.

1996

L’assurance-chômage devient l’assurance-emploi et passe à un système fondé sur les heures de travail.

2000

Le nombre d’heures assurables pour être admissible aux prestations de maladie et autres prestations spéciales de l’assurance-emploi passe de 700 à 600 heures.

2010

Les travailleurs autonomes ont la possibilité de cotiser au Programme d’assurance-emploi pour obtenir des prestations spéciales, y compris les prestations de maladie de l’assurance-emploi.

2012

Les prestataires ne sont plus tenus de fournir leur certificat médical au Ministère au moment de soumettre leur demande, ils doivent tout de même le conserver au cas où il serait exigé à une date ultérieure.

2013

Les demandeurs peuvent passer des prestations parentales à des prestations de maladie.

2014

Les demandeurs peuvent passer des prestations de maladie de parents d’enfants gravement malades ou des prestations de compassion à des prestations de maladie.

2017

Le délai de carence passe de 2 à 1 semaine.

2018

De nouvelles dispositions sont introduites pour faciliter le retour au travail du prestataire, en lui permettant de conserver certains de ses gains pendant la période de prestations.

Comparaison internationale

France

Le programme prévoit des prestations qui remplacent, en moyenne, 50 % du salaire journalier de base (jusqu’à une indemnité maximale) pour les personnes malades ou blessées qui ont accumulé un nombre minimal d’heures d’emploi ou atteint le seuil de revenu minimal au cours des 3 à 6 derniers mois, pour une période allant jusqu’à 6 mois, selon les différentes exigences.

Allemagne

Le programme prévoit, sur une période pouvant atteindre 78 semaines sur 3 ans, des prestations qui remplacent entre 70 % et 90 % du plus récent salaire net pour les personnes qui tombent malades et qui ont atteint le seuil de revenu mensuel.

Royaume-Uni

Le programme prévoit, sur une période pouvant atteindre 28 semaines, des prestations d’au moins 157 $ par semaine pour les personnes incapables de travailler pendant plus de 4 jours consécutifs en raison d’une maladie.

Source : L’annexe H fournit une liste des références bibliographiques de ces comparaisons internationales.

Les bénéficiaires des prestations de maladie de l’assurance-emploi

¹ Les profils des prestataires sont fondés sur les données administratives de l’assurance-emploi de 2016 parce que la période de prestations liée aux demandes établie en 2017 n’était pas encore terminée au moment de faire l’analyse.

Les prestations de maladie en combinaison avec d’autres prestations de l’assurance-emploi

Il est possible qu’une maladie ou une blessure coïncide avec d’autres événements de la vie permettant ainsi à des prestataires de l’assurance-emploi d’être admissibles à d’autres types de prestations qui incluent :

• la naissance d’un enfant;
• le licenciement.

Le Programme d’assurance-emploi permet aux prestataires de recevoir d’autres types de prestations – soit avant, soit après leur maladie ou leur blessure – sous la même demande pour laquelle des prestations de maladie ont été versées et sans avoir à établir de nouveau leur admissibilité au moyen d’un processus de demande distinct, il s’agit d’une demande combinée.

La nature de la maladie ou de la blessure des bénéficiaires de prestations de maladie de l’assurance-emploi

Une personne n’est pas tenue de préciser la nature de sa maladie ou de sa blessure pour recevoir des prestations de maladie de l’assurance-emploi, mais elle doit tout de même obtenir, auprès d’un professionnel de la santé autorisé, un certificat médical indiquant le nombre de semaines pendant lesquelles elle est incapable de travailler (voir l’annexe A pour plus d’information sur les professionnels de santé approuvés).

Pour mieux comprendre le type de maladie ou de blessure, le Sondage auprès des travailleurs (le Sondage) a été mené en 2018 afin de poser des questions précises, tant aux bénéficiaires des prestations de maladie de l’assurance-emploi qu’aux personnes qui n’en avaient pas fait la demande, sur la maladie ou la blessure qui avait mené à leur cessation d’emploi.

Parmi les bénéficiaires de prestations de maladie de l’assurance-emploi qui ont répondu au Sondage :

• les maladies chroniques et les traumatismes aigus comptaient respectivement pour 38 % et 37 % des cas, les 25 % restants étant attribuables à des maladies épisodiques;
• près de 66 % des répondants ont déclaré être atteints d’une maladie (par opposition à une blessure ou à une mise en quarantaine). Plus de la moitié d’entre eux ont déclaré que leur maladie ne résultait pas d’une affection antérieure;
• environ 25 % des répondants ont déclaré que leur maladie ou leur blessure résultait d’un incident en milieu de travail.

Description textuelle de la figure 1

Type de maladie ou blessure	Proportion des répondants en pourcentages. La somme des pourcentages ne donne pas 100 % car les répondants pouvaient choisir plusieurs types de maladie ou blessure. Moins de 3 % des maladies ou blessures des répondants n’ont pu être catégorisées.
Maladie limitant l’activité physique	19,1 %
Problèmes de stress, d’anxiété et de santé mentale	17,3 %
Blessures causées par un traumatisme	16,8 %
Chirurgie	12,0 %
Maladie cardiovasculaire	9,4 %
Maladie musculo-squelettique	9,2 %
Maladie ou blessure de longue durée	7,1 %
Cancer	6,7 %
Maladie ou blessure de courte durée	5,8 %
Maladie liée à la grossesse	5,2 %
Maladie du système nerveux ou maladie sensorielle	3,3 %

Les facteurs qui mènent à une demande de prestations de maladie de l’assurance-emploi

Un modèle statistique connu sous l’appellation « régression Probit » montre que les facteurs démographiques et socioéconomiques sont plus importants que le type de maladie lorsqu’il s’agit de déterminer la probabilité qu’une personne demande ou non des prestations de maladie de l’assurance-emploi.

Tous les résultats indiqués ci-après ont un niveau de significativité statistique d’au moins 10 %. Les coefficients indiqués sont des effets marginaux évalués selon la moyenne.

Plus susceptible de présenter une demande :

• un emploi temporaire avant la maladie (+16,9 % plus susceptible de demander des prestations de maladie de l’assurance-emploi que le titulaire d’un poste permanent);
• travailler dans le secteur gouvernemental avant la maladie (+11,4 % plus susceptible de demander des prestations de maladie de l’assurance-emploi qu’une personne travaillant dans le secteur des services);
• déclarer une maladie se traduisant par des problèmes de stress, d’anxiété ou de santé mentale (+7,3 % plus susceptible de demander des prestations de maladie de l’assurance-emploi qu’une personne souffrant d’une maladie qui limite l’activité physique);
• l’âge, plus la personne est âgée, plus elle est susceptible de demander des prestations de maladie de l’assurance-emploi (pour chaque décennie de vie, la personne est +3,4 % plus susceptible de demander des prestations de maladie de l’assurance-emploi).

Aucun effet sur la probabilité de demander les prestations de maladie :

• le sexe et le niveau de scolarité n’ont pas d’effet statistique significatif sur la probabilité de demander des prestations de maladie de l’assurance-emploi.

Moins susceptible de présenter une demande :

• le revenu : plus le revenu d’emploi de la personne est élevé, moins elle est susceptible de demander des prestations de maladie de l’assurance-emploi (2,4 % moins susceptible de demander des prestations de maladie de l’assurance-emploi pour chaque tranche de revenu de 10 000 $ additionnelle);
• travailler dans le secteur de la fabrication avant la maladie (9,9 % moins susceptible de demander des prestations de maladie de l’assurance-emploi qu’une personne travaillant dans le secteur des services);
• déclarer que sa maladie était liée à la grossesse (10,7 % moins susceptible de demander des prestations de maladie de l’assurance-emploi qu’une personne souffrant d’une maladie qui limite l’activité physique);
• avoir reçu des paiements d’un régime d’assurance-invalidité de courte durée (33,5 % moins susceptible de demander des prestations de maladie de l’assurance-emploi qu’une personne qui ne reçoit pas de prestations d’invalidité de courte durée).

Admissibilité : Atteindre le seuil de 600 heures assurables pour les prestations de maladie de l’assurance-emploi.

Bien que la proportion de non-prestataires parmi les travailleurs ayant connu une cessation d’emploi pour cause de maladie ou de blessure ait continuellement augmenté – passant de 44 % en 2000 à 49 % en 2017 –, cette hausse ne semble pas attribuable à une diminution de l’admissibilité.

Depuis 2014, environ 4 non-prestataires sur 5 ont accumulé suffisamment d’heures pour être admissibles à des prestations de maladie de l’assurance-emploi – une amélioration par rapport à 2000 (74 %).

L’augmentation s’expliquerait en partie par la hausse de la proportion de non prestataires qui sont en emploi auprès d’une entreprise participant au Programme de réduction du taux de cotisation d’assurance-emploi – laquelle est passée de 33 % en 2000 à 43 % en 2017.

Les bénéficiaires de prestations de maladie de l’assurance-emploi comparés à ceux qui n’en font pas la demande

Répartition selon l’âge et le sexe

Comparativement aux non-prestataires admissibles ayant connu une cessation d’emploi en raison d’une maladie, d’une blessure ou d’une mise en quarantaine, les bénéficiaires de prestations de maladie de l’assurance-emploi, étaient légèrement plus âgés. En effet, 28 % étaient âgés de 55 ans ou plus contre 24 % chez les non-prestataires admissibles. Les femmes représentaient un peu plus, 55 % contre 54 % chez les non-prestataires admissibles en 2016 (consultez l’annexe A pour le glossaire des termes).

Revenu avant maladie

Comme le montre la figure 2, les bénéficiaires de prestations de maladie de l’assurance-emploi et les non prestataires admissibles ont en moyenne des niveaux de revenu différents avant leur maladie ou leur blessure.

• Au cours des 5 années précédant les cessations d’emploi pour cause de maladie survenues en 2011, les non prestataires admissibles gagnaient en moyenne 8 000 $ de plus que les prestataires (38 828 $ comparativement à 30 472 $, en moyenne).

Description textuelle de la figure 2

Type de personnes ayant eu une cessation d'emploi pour maladie	Revenu d'emploi	Revenu total
Non-prestataires admissibles	38 828 $	42 508 $
Bénéficiaires des prestations de maladie	30 472 $	34 272 $

Types de maladie ou de blessure

Il n’y avait pas de différences significatives dans les types de maladies ou de blessures déclarés dans le sondage par les prestataires et les non-prestataires.

Toutefois, les bénéficiaires de prestations de maladie de l’assurance-emploi étaient moins susceptibles de déclarer que leur maladie ou blessure était liée au travail – 26 % contre 33 %.

La figure 3 montre que les non-prestataires admissibles étaient beaucoup plus susceptibles que les prestataires de recevoir des indemnités d’accident du travail dans l’année de leur cessation d’emploi pour cause de maladie – 13,9 % contre 5,9 %.

Comme prévu, le Programme d’indemnisation des accidents du travail est le premier payeur pour ceux qui y sont admissibles, et les prestations de ce programme sont, pour la plupart, plus généreuses que les prestations de l’assurance-emploi.

Description textuelle de la figure 3

Années avant et après la cessation d'emploi	Bénéficaires des prestations de maladie	Non-prestataires admissibles
-5	5,3 %	5,3 %
-4	5,5 %	5,9 %
-3	5,6 %	5,8 %
-2	5,5 %	5,8 %
-1	6,1 %	6,3 %
0	5,9 %	13,9 %
1	5,2 %	9,2 %
2	5,5 %	6,7 %
3	5,2 %	5,9 %
4	4,9 %	5,5 %
5	4,3 %	4,8 %

Les prestataires de l’assurance-emploi ont subi une réduction plus importante de leur revenu d’emploi que les non prestataires admissibles à la suite d’une cessation d’emploi pour cause de maladie.

Parmi les bénéficiaires, les prestations de maladie de l’assurance-emploi comptaient pour approximativement 20 % du revenu total au cours de l’année de la cessation d’emploi pour cause de maladie, et pour 2 % au cours de l’année suivante.

En utilisant la plus récente année d’imposition disponible 2016, une analyse après la cessation d’emploi pour cause de maladie a été effectuée pour comparer les revenus d’emploi jusqu’à 5 après la cessation d’emploi de 2011. Les changements suivants ont été observés :

• les revenus d’emploi des bénéficiaires de prestations de maladie de l’assurance-emploi ont chuté de 30 % au cours de la première année suivant la cessation d’emploi pour cause de maladie, tandis que ceux des non-prestataires admissibles ont connu une réduction de 20 % à la suite de la cessation d’emploi pour cause de maladie;
• sans tenir compte des autres facteurs, le revenu total des non-prestataires admissibles était en moyenne beaucoup plus élevé dans la période suivant la cessation d’emploi pour cause de maladie (de 2012 à 2016) – et dépassait même leur niveau d’avant la maladie – que celui des bénéficiaires de prestations de maladie de l’assurance-emploi;
• bien que tant les prestataires que les non-prestataires aient semblé commencer à récupérer leurs revenus entre 2012 et 2013, les 2 années suivant leur cessation d’emploi, les revenus ont continué à chuter entre 2014 et 2016 pour chacun des 2 groupes.

Description textuelle de la figure 4

Année	Bénéficiaires des prestations de maladie	Non-prestataires admissibles
2006	27 484 $	35 422 $
2007	29 025 $	37 570 $
2008	30 717 $	39 147 $
2009	31 259 $	39 378 $
2010	33 874 $	42 625 $
2011	27 231 $	36 901 $
2012	23 639 $	33 814 $
2013	25 997 $	35 259 $
2014	25 781 $	34 523 $
2015	25 006 $	33 440 $
2016	24 246 $	32 285 $

Groupe témoin pour la figure 4

Afin d’établir un groupe témoin représentatif aux fins de comparaison avec les bénéficiaires de prestations de maladie de l’assurance-emploi, l’analyse est basée sur les non-prestataires admissibles – c’est à dire les personnes ayant accumulé 600 heures d’emploi assurable qui n’avaient pas demandé les prestations de maladie de l’assurance-emploi.

Plusieurs autres caractéristiques qui différencient davantage ces 2 groupes telles que le revenu, le régime d’assurance-invalidité de courte durée, l’âge ont été prises en compte dans l’analyse de l’impact différentiel.

Les résultats de l’impact différentiel

Alors que l’analyse descriptive dans la figure 4 compare les bénéficiaires de prestations de maladie de l’assurance-emploi aux non-prestataires admissibles, l’analyse de l’impact différentiel dont il est question regroupe (apparie) des personnes ayant connu une cessation d’emploi pour cause de maladie en fonction de caractéristiques semblables telles que : le sexe, l’âge, l’industrie, la province de résidence, le revenu avant la demande, l’admissibilité à un régime d’assurance-invalidité de courte durée. Lorsque de tels appariements sont effectués, la différence du revenu total est, bien que négative, considérablement plus faible que la réduction indiquée par l’analyse descriptive (figure 4).

Les résultats légèrement négatifs, statistiquement significatifs, au cours de la deuxième et de la troisième année découlent possiblement du fait que ce modèle ne tient pas compte de certaines variables clés telles que : le niveau d’éducation, le type de maladie ou de blessure, la gravité de la maladie ou de la blessure, les renseignements détaillés au sujet de l’invalidité de courte durée – qui auraient un effet sur le revenu de la personne après la cessation d’emploi pour cause de maladie.

Pour obtenir plus d’information, veuillez consulter la note méthodologique complète à l’annexe G.

Après la prise en compte des différentes caractéristiques sociodémographiques, la différence entre le revenu total des prestataires de l’assurance-emploi et des non-prestataires est beaucoup plus petite.

La différence entre le revenu total des bénéficiaires de prestations de maladie de l’assurance-emploi et un groupe comparable de non prestataires – après avoir pris en considération des caractéristiques comme l’âge, le sexe, les indemnités d’accident du travail et les régimes d’assurance-invalidité de courte durée de l’employeur – est faible et statistiquement non significative au cours de la période où le bénéficiaire reçoit les prestations. Il important de mentionner les 2 différences suivantes :

• l’impact négatif est significatif au cours de la deuxième et de la troisième année suivant la cessation d’emploi pour cause de maladie;
• l’écart se referme ensuite considérablement au cours des années suivantes et devient statistiquement non significatif.

Alors que les données du Sondage ne pouvaient pas servir à l’analyse de l’impact différentiel en raison de données insuffisantes après la cessation d’emploi, l’effet négatif relevé à la deuxième et la troisième année pourrait être attribuable à la gravité ou à la longue durée de la maladie ou de la blessure (voir l’annexe G).

Description textuelle de la figure 5

Année	Impact différentiel
2011	-78 $
2012	-479 $
2013	-962 $
2014	-789 $
2015	-739 $
2016	-671 $

Retour au travail et autres sources de revenu

Alors que la grande majorité des prestataires et des non-prestataires de l’assurance-emploi sont retournés au travail au cours de la première année suivant leur cessation d’emploi pour cause de maladie, soit 90 %, les prestataires de l’assurance-emploi y sont retournés à un rythme un peu plus lent, soit 87 % (voir figure 6).

Bien que cela ne soit pas présenté dans la figure 6, en plus de retourner plus lentement au travail, les bénéficiaires de prestations de maladie de l’assurance-emploi étaient aussi plus susceptibles d’avoir quitté la population active en 2015 (21 %) que les non-prestataires admissibles (17 %). Avoir quitté la population active a été défini comme le fait de ne pas avoir déclaré de revenu d’emploi au moins pour les années 2015 et 2016.

Dand la figure 7, des revenus d’emploi plus faibles, ainsi qu’un taux plus élevé de personnes ayant quitté la population active se traduisent par des prestataires de l’assurance-emploi plus susceptibles d’avoir recours à d’autres sources publiques de soutien du revenu comparativement aux non-prestataires.

Description textuelle de la figure 6

Année	Non-prestataires	Bénéficiaires des prestations de maladie
2012	90,1 %	86,6 %
2013	85,9 %	82,5 %
2014	82,2 %	78,4 %
2015	78,7 %	74,9 %
2016	75,3 %	71,7 %

Description textuelle de la figure 7

Bénéficiaires des prestations de maladie

Année	Pension de la sécurité de vieillesse	Prestations d'invalidité du Régime de pensions du Canada	Assistance sociale
Année 1	4,4 %	3,7 %	5,5 %
Année 5	10,1 %	6,1 %	5,4 %

Non-prestataires admissibles

Année	Pension de la sécurité de vieillesse	Prestations d'invalidité du Régime de pensions du Canada	Assistance sociale
Année 1	3,4 %	2,3 %	3,2 %
Année 5	7,9 %	4,3 %	3,5 %

Principales constatations

De 2000 à 2016, la majorité des prestataires n’ont pas utilisé ou « épuisé » l’ensemble des 15 semaines d’admissibilité possibles pour une demande de prestations de maladie de l’assurance-emploi. En 2016, 64 % de tous les prestataires de l’assurance-emploi ont utilisé moins que le nombre maximal de semaines de maladie. Dans ce groupe, la durée moyenne des prestations de maladie était de 7 semaines.

Le nombre de semaines de prestations de maladie de l’assurance-emploi qu’une personne utilise dépend d’un certain nombre de facteurs socioéconomiques et démographiques, ainsi que de la maladie ou de la blessure.

D’après l’analyse de survie telle que présentée à l’annexe F, la durée d’une prestation varie suivant plusieurs facteurs.

Une demande plus courte est associée à :

• un revenu plus élevé (significativité statistique à 1 %);
• un problème de santé à court terme comme la grippe, comparativement à un état limitant physiquement (significativité statistique à 1 %);
• un emploi dans le domaine du marketing, des ventes ou des services (significativité statistique à 5 %) ou un emploi de bureau/administratif (significativité statistique à 10 %) avant la maladie ou la blessure, comparativement à un emploi technique/métier spécialisé.

Une demande plus longue est associée à :

• une demande de prestations de maladie pure par rapport à une demande combinée (significativité statistique à 1 %);
• des prestataires plus âgés (significativité statistique à 1 %);
• des prestataires ayant un cancer, des problèmes de stress/d’anxiété ou de santé mentale comparativement à un état limitant physiquement (significativité statistique à 1 %);
• des prestataires ayant une maladie du système nerveux ou une maladie sensorielle (significativité statistique à 5 %).

Épuiser les 15 semaines de prestations de maladie de l’assurance-emploi

Un peu plus du tiers des bénéficiaires de prestations de maladie de l’assurance-emploi (36 %) ont utilisé l’ensemble des 15 semaines de prestations en 2016, une augmentation par rapport à 2009 (33 %).

En 2016, la proportion de prestataires ayant utilisé l’ensemble des 15 semaines est plus élevée pour les demandes de prestations de maladie pures (44 %) que pour les demandes de prestations de maladie combinées (27 %).

Comme pour les résultats sur la durée, la probabilité que les 15 semaines de prestations de maladie soient entièrement utilisées était plus élevée pour les maladies ou les blessures associées à des problèmes plus graves ou de long terme, pour les prestataires âgés et pour ceux qui n’ont touché que des prestations de maladie de l’assurance-emploi.

Les facteurs suivant ont un effet sur la probabilité d’épuiser des prestations de maladie au seuil de significativité statistique de 5 % :

• travail administratif ou de bureau (-15 %) comparativement à un emploi technique/métier spécialisé;
• chômage avant la maladie (-15 %) comparativement en emploi;
• maladie à court terme (-13 %) comparativement à une maladie à long terme;
• résident du Québec (-9 %) comparativement à un résident du Canada atlantique.

Les facteurs qui ont un effet sur la probabilité d’épuiser des prestations de maladie au seuil de significativité statistique de 1 % incluent :

• avoir le cancer (+24 %) comparativement à une maladie limitant l’activité physique;
• avoir des problèmes de stress, d’anxiété et de santé mentale (+16 %) comparativement à une maladie limitant l’activité physique;
• résident de la Colombie-Britannique (+15 %) comparativement à un résident du Canada atlantique;
• demander uniquement des prestations de maladie (+9 %) comparativement à une demande combinée;
• être plus âgé (+0,4 % par année).

Semaines sans soutien du revenu chez les personnes qui ont seulement demandé des prestations de maladie

La figure 8 montre qu’un peu moins des deux tiers des répondants au sondage qui ont seulement demandé des prestations de maladie de l’assurance-emploi et qui ont utilisé l’ensemble des 15 semaines de prestations ont déclaré avoir eu des semaines sans soutien du revenu pendant leur maladie. En raison des arrondis, l’addition des pourcentages présentés dans la figure 8 ne donne pas 100 %. Les réponses du Sondage ont été couplées aux données administratives de l’assurance-emploi.

Pour plus de 70 % d’entre eux, cela représentait 5 semaines au maximum. Ces prestataires semblaient avoir des problèmes de santé graves tels que :

• le cancer;
• des maladies cardiovasculaires et touchant le système nerveux; ou
• des problèmes de santé mentale.

Description textuelle de la figure 8

Fourchette de semaines	Pourcentage
N’ont déclaré aucune semaine sans soutien du revenu	35 %
5 semaines ou moins	38 %
Entre 6 à 10 semaines	16 %
Entre 11 à 15 semaines	2 %
Plus de 15 semaines	10 %

Les répondants au Sondage qui ont uniquement demandé des prestations de maladie de l’assurance-emploi et qui ont utilisé l’ensemble des 15 semaines de prestations observent un intervalle de plus longue durée entre la fin de leurs prestations et leur retour au travail (plusieurs n’étant pas du tout retournés au travail).

Environ 55 % des 226 répondants à la question du Sondage ont épuisé les prestations et sont retournés au travail. Ces prestataires avaient uniquement demandé des prestations de maladie et environ 30 % d’entre eux sont retournés au travail dans un délai de 10 semaines après la fin de leurs prestations. Il y a tout de même 45 % de ces prestataires qui n’étaient pas retournés au travail au moment de répondre au Sondage tel que le montre la figure 9.

La durée du congé peut inclure des personnes qui bénéficient des régimes d’invalidité à long terme payés par l’employeur après les semaines de prestations de maladie de l’assurance-emploi. Cependant, aucun renseignement n’était disponible au sujet des prestations reçues dans le cadre de ce type de régime de remplacement du salaire.

Description textuelle de la figure 9

Fourchette de semaines	Pourcentage
Moins de 5 semaines	23 %
5 à 10 semaines	7 %
10 à 20 semaines	8 %
20 à 40 semaines	9 %
Plus de 40 semaines	9 %
Pas retournés au travail	45 %

Retour au travail des bénéficiaires ayant uniquement reçu des prestations de maladie

Parmi les bénéficiaires qui ont uniquement reçu des prestations de maladie et qui sont retournés au travail à la figure 10, ceux qui n’avaient pas épuisé toutes les prestations étaient plus susceptibles d’effectuer un retour chez le même employeur que ceux qui les avaient toutes épuisées (voir la figure 10).

Pour les bénéficiaires qui avaient épuisé toutes leurs prestations, les raisons pour lesquelles ils n’étaient pas retournés chez le même employeur incluaient le fait que le poste n’était plus disponible ou le fait que le bénéficiaire n’était plus en mesure d’accomplir les tâches.

Cependant, dans les cas où le bénéficiaire n’était pas retourné chez le même employeur, aucune différence statistique n’a été observée dans les raisons fournies, que la personne ait épuisé ou non la totalité des prestations.

En ce qui concerne les prestataires qui sont retournés au travail après avoir fait une demande de prestations de maladie de l’assurance-emploi, ceux qui ont épuisé la totalité des prestations (48 %) étaient plus susceptibles d’effectuer un retour graduel au travail que ceux qui n’avaient pas utilisé toutes les prestations (30 %).

Les retours graduels au travail consistaient notamment à travailler pendant moins d’heures ou de jours par semaine.

Description textuelle de la figure 10

Types de bénéficiaires de l'assurance-emploi	Pourcentage
Bénéficiaires avec des prestations non épuisées	85 %
Bénéficiaires avec des prestations épuisées	75 %

Une analyse supplémentaire du Sondage auprès des travailleurs montre que certains types de maladies ou de blessures ont un effet significatif sur la durée de la période requise pour qu’une personne retourne au travail.

Un retour au travail plus lent a été associé à des maladies plus graves ou de longue durée, comme le cancer, les maladies cardiovasculaires, et les maladies du système nerveux et les maladies sensorielles (voir figure 11). Les maladies liées à la grossesse ont entraîné les retours au travail les plus lents, probablement en raison des soins parentaux subséquents. En comparaison, un retour au travail plus rapide était associé à des chirurgies ou à des conditions épisodiques.

Bien que ces résultats ne peuvent être extrapolés en raison de risques non proportionnels, la direction de l’incidence présentée à la figure 11 est cependant fiable.

Description textuelle de la figure 11

Type de maladie ou blessure	Risque proportionnel	Significativité statistique à 5 %
Chirurgie	1,612	Statistiquement significatif
Etat épisodique	1,453	Statistiquement significatif
Problème ou maladie de courte durée	1,2973	Pas significatif
Traumatisme	1,187	Pas significatif
Problème ou maladie de longue durée	1,076	Pas significatif
Problèmes de stress, d’anxiété et de santé mentale	0,822	Pas significatif
Maladie musculo-squelettique	0,818	Pas significatif
Cancer	0,664	Statistiquement significatif
Maladie cardiovasculaire	0,655	Statistiquement significatif
Maladie du système nerveux ou maladie sensorielle	0,465	Statistiquement significatif
Maladie liée à la grossesse*	0,378	Statistiquement significatif

En plus du type de maladie ou de blessure, les caractéristiques du marché du travail et les caractéristiques sociodémographiques jouent également un rôle crucial dans le retour au travail après une cessation d’emploi pour cause de maladie (voir l’annexe F).

Le retour au travail à la suite d’une maladie ou d’une blessure était plus rapide pour les prestataires présentant les caractéristiques suivantes et ce à un seuil de significativité statistique de 1 % :

• un diplôme d’études postsecondaires;
• un revenu plus élevé;
• une maladie/blessure non liée au travail;
• ne pas recevoir de prestations de maladie de l’assurance-emploi.

Le retour au travail à la suite d’une maladie ou d’une blessure était plus lent pour les prestataires qui étaient plus âgés et qui avaient précédemment bénéficié de prestations de maladie. Ces 2 caractéristiques étaient statistiquement significatives au seuil de 1 %. Les prestataires qui recevaient des prestations d’invalidité de courte durée et ceux qui travaillaient dans un emploi temporaire retournaient aussi plus lentement au travail. Ces 2 caractéristiques étaient quant à elle statistiquement significatives au seuil de 5 %.

Les demandes de prestations de maladie pures et les prestations d’invalidité

La forte probabilité que les bénéficiaires qui ont fait une demande pure de prestations de maladie, et épuisé ces prestations, ne retournent pas au travail pourrait s’expliquer en partie par la gravité et/ou la longue durée de leur maladie ou blessure.

Les bénéficiaires ayant fait une demande de prestations de maladie pure, qui avaient épuisé leurs prestations, étaient 5 fois plus susceptibles que ceux qui n’avaient pas épuisé leurs prestations de recevoir les prestations d’invalidité du Régime de pensions du Canada (RPC) au cours de l’année suivant la cessation d’emploi (figure 12).

Ces bénéficiaires ont fait 3 fois plus appel aux programmes provinciaux d’assistance sociale que ceux n’ayant pas épuisé leurs prestations de maladie, ce qui porte à croire que certaines personnes utilisent la composante « invalidité » de plusieurs programmes d’assistance sociale tels que le Programme ontarien de soutien aux personnes handicapées – alors qu’ils cherchent à réintégrer la population active, ou comme soutien du revenu dans l’attente d’une décision relative aux prestations d’invalidité du RPC (figure 12).

Prestations de maladie de l’assurance-emploi et prestations d’invalidité du Régime de pensions du Canada

La figure 12 montre que 10 % des prestataires qui ont fait une demande de prestations de maladie pure ont aussi reçu des prestations d’invalidité du RPC, 60 % de ces personnes ont reçu les prestations d’invalidité du RPC pendant leur demande d’assurance-emploi ou dans un délai de 4 mois suivant la fin de celle ci.

Compte tenu du délai de carence de 4 mois pour les prestations d’invalidité du RPC, cela semble indiquer que la plupart des prestataires ont été jugés admissibles à celles ci avant la fin de leurs prestations de maladie de l’assurance-emploi (5 premières barres de la figure 13). Voir l’annexe A pour le délai de carence des prestations d’invalidité de RPC.

En raison du manque de données, il n’est pas possible de déterminer avec certitude si le prestataire reçoit des prestations d’invalidité du RPC pour la même blessure ou la même maladie visée par sa demande de prestations de maladie de l’assurance-emploi.

La figure 14 montre que le nombre de demandes de prestations de maladie présentées entre 2000 et 2016 a augmenté de 49,1 %, passant de 261 580 à 390 020.

Bien qu’une partie de cette augmentation découle de la croissance démographique et du vieillissement de la population active, la majeure partie de cette augmentation n’est pas attribuable à des facteurs démographiques au sein de la population active tels que l’âge, le sexe, le revenu ou autre.

Si l’incidence des demandes par groupe d’âge n’avait pas changé, il y aurait 55 demandes de plus par 100 000 membres de la population active entre 2000 et 2016, en raison du vieillissement de la population active.

Le nombre de demandes de prestations de maladie a plutôt augmenté de 354 pendant cette période – passant de 1 648 par 100 000 membres de la population active en 2000, à 2002 membres en 2016 – soit plus de 5 fois l’augmentation prévue.

Description textuelle de la figure 14

Année	Nombre de demande observé	Nombre de demandes prédit
2000	261 158	261 121
2001	273 540	265 469
2002	281 280	273 567
2003	306 180	280 743
2004	311 610	284 828
2005	320 570	287 420
2006	327 230	291 378
2007	335 120	297 520
2008	355 000	302 179
2009	354 310	306 465
2010	335 870	311 178
2011	351 270	314 307
2012	351 930	318 448
2013	351 500	323 072
2014	367 190	324 634
2015	375 450	327 406
2016	390 020	331 063

Bien que l’augmentation globale du nombre total de demandes de prestations de maladie ne s’explique pas entièrement par la croissance démographique, la majeure partie de l’augmentation du nombre de demandes de prestations de maladie pures peut l’être.

Sur les quelque 58 000 demandes qui séparent le nombre de demandes observé du nombre prévu en 2016, approximativement 20 000 – ou 33 % – étaient liées à des demandes de prestations de maladie pures. Le reste de l’écart est attribuable à la croissance du nombre et de la proportion de toutes les demandes de prestations de maladie où des prestations régulières sont aussi payées.

Note explicative 1 : Prévisions du nombre de demandes de prestations de maladie de l’assurance-emploi

Le nombre prévu de demandes de prestations de maladie de l’assurance-emploi est estimé en fonction de la proportion de la population active recevant des prestations de maladie en l’an 2000 selon le sexe, l’âge et la province – c’est à dire l’incidence d’en faire la demande. Plus précisément, le nombre prévu de ces demandes a été calculé en supposant que les taux d’incidence observés en 2000 demeureraient stables pendant la période de 2001 à 2016.

Par exemple, à l’échelle nationale, l’incidence de faire une demande de prestations de maladie de l’assurance-emploi en 2000 était relativement plus élevée chez les femmes et augmentait généralement avec l’âge. Ainsi, en tenant compte de la croissance et du vieillissement de la population active de 2001 à 2016, le nombre prévu de demandes de prestations de maladie de l’assurance-emploi a aussi connu une hausse considérable (ligne pointillée rouge de la figure 14).

En date du 31 décembre 2000, le nombre d’heures d’emploi assurable donnant droit à des prestations de maladie de l’assurance-emploi et aux autres prestations spéciales est passé de 700 à 600 heures. Une analyse de sensibilité a démontré que l’utilisation du taux d’incidence de 2000 (avant le changement), ou encore de celui de 2001 (après le changement) n’a eu que peu d’effet sur le nombre prévu de demandes d’assurance-emploi.

Description textuelle de la figure 15

Année	Demandes de prestations régulières	Demandes de prestations de maladie pures
2001	3 080	138 060
2002	3 620	140 960
2003	5 340	148 640
2004	6 440	154 160
2005	6 990	162 390
2006	8 240	170 750
2007	11 120	174 150
2008	14 560	170 780
2009	14 730	158 810
2010	14 910	160 430
2011	15 370	173 100
2012	16 280	176 570
2013	17 090	181 220
2014	20 630	190 640
2015	22 390	191 780
2016	24 220	204 830

L’un des facteurs possibles à l’origine de l’augmentation des demandes de prestations de maladie de l’assurance-emploi est une plus grande incidence des demandes où des prestations régulières sont d’abord payées et ensuite suivies de plusieurs périodes de prestations de maladie.

Une demande de prestations régulières comprenant plusieurs périodes de maladie est définie comme une demande qui a commencé par des prestations régulières et qui a été combinée avec un minimum de 2 périodes de maladie non consécutives. Par exemple, après avoir commencé à recevoir des prestations régulières d’assurance-emploi, un bénéficiaire tombe malade et déclare 2 semaines de maladie. Une fois apte à travailler, le prestataire recommence à recevoir les prestations régulières avant de recevoir à nouveau des prestations de maladie en raison d’une autre période de maladie.

Presque toutes les demandes (92 %) qui combinent plusieurs périodes de prestations de maladie à des prestations régulières sont des demandes où les prestations régulières sont payées en premier – par exemple, une période de maladie à la suite d’un licenciement.

En 2016, parmi les 139 720 demandes qui combinaient des prestations régulières et de maladie, 24 220 incluaient plusieurs périodes de prestations de maladie. Les bénéficiaires qui sont mis à pied peuvent être admissibles à un maximum de 15 semaines de prestations de maladie de l’assurance-emploi en raison d’une maladie, d’une blessure ou d’une mise en quarantaine dans le cadre d’une même demande. Cependant, le nombre maximal de semaines combinées (prestations régulières + autres prestations spéciales, y compris pour cause de maladie) ne peut excéder 50.

Comme le montre la figure 15, les demandes de prestations régulières incluant plusieurs périodes de maladie ne représentent qu’une fraction des demandes comparativement aux demandes pures de prestations de maladie. Cependant, le nombre total de ces demandes a augmenté plus rapidement et est passé de 3 080 en 2001 à 24 220 en 2016.

L’augmentation de ces demandes ne semble pas découler d’une hausse du nombre de demandes d’assurance-emploi régulières. Plus précisément, ces types de demandes sont 6 fois plus nombreux qu’ils ne l’étaient en 2001 (figure 16) tandis que le nombre total de demandes d’assurance-emploi régulières en 2016 est présentement en deçà de celui de 2001.

Description textuelle de la figure 16

Année	Proportion de demandes de prestations régulières comportant plusieurs périodes de maladie
2001	1,13 %
2002	1,29 %
2003	1,74 %
2004	2,07 %
2005	2,18 %
2006	2,52 %
2007	3,32 %
2008	4,10 %
2009	4,16 %
2010	4,44 %
2011	4,38 %
2012	4,63 %
2013	4,86 %
2014	5,62 %
2015	5,96 %
2016	6,22 %

Comparativement aux prestataires qui ont fait une demande de prestations de maladie pure, les prestataires qui ont combiné des prestations régulières et de maladie étaient plus susceptibles d’inclure plusieurs périodes de maladie dans la même demande.

En 2016, les demandes qui ont commencé par des prestations régulières et qui comprennent plusieurs périodes de maladie représentaient 17 % de toutes les demandes combinées de ce type. À titre comparatif, seulement 13 % des demandes de prestations de maladie pures incluaient plusieurs périodes de maladie (soit 25 800 des 204 830 demandes).

Une demande de prestations de maladie pure incluant plusieurs périodes de maladie est définie comme une demande comprenant une interruption des prestations de maladie en raison d’un motif non lié aux prestations. À titre d’exemple, un prestataire commence par demander 5 semaines de prestations de maladie pour ensuite déclarer 2 semaines de gains suivies d’un autre 6 semaines de prestations de maladie.

Contrairement aux demandes de prestations régulières dans le cadre desquelles des prestations ont été combinées, la proportion des prestataires qui ont fait une demande de prestations de maladie pure et qui ont eu plusieurs périodes de maladie a augmenté, passant de 11 % à 13 % depuis 2001.

En plus d’être susceptibles d’avoir plusieurs périodes de maladie, les bénéficiaires de prestations régulières ont, en moyenne, inclus un plus grand nombre de périodes de maladie dans une même demande que les autres.

La moitié ou 50% des demandes de prestations régulières comprenant plusieurs périodes de maladie incluaient 3 périodes ou plus dans la même demande (figure 17) par rapport à 16 % des demandes de prestations de maladie pures (figure 18).

Dans les faits, les demandes de prestations régulières comprenant plusieurs périodes de maladie avaient, en général, de plus courtes périodes de maladie que les demandes de prestations de maladie pures incluant plusieurs périodes de maladie.

Bien qu’elle ne soit pas illustrée, la proportion des demandes de prestations régulières incluant des périodes de maladie de 2 semaines ou moins était plus élevée (80 %) que celle des demandes de prestations de maladie pures (35 %).

Peu importe l’historique de la demande, les demandeurs de prestations de maladie de l’assurance-emploi sont toujours tenus d’obtenir un certificat médical; il s’agit d’une condition d’admissibilité.

Une prévalence plus élevée de plusieurs périodes de maladie chez les prestataires réguliers indique que les blessures et les maladies pourraient être de courte durée et de nature épisodique. En se fondant sur l’analyse du Sondage auprès des travailleurs, les figures 19 et 20 montrent que les bénéficiaires de prestations régulières qui ont plusieurs périodes de maladie étaient 6 fois plus susceptibles de déclarer leur maladie ou leur blessure comme étant de courte durée comparativement à ceux qui ont fait une demande pure de prestations de maladie incluant plusieurs périodes de maladie; en d’autres termes, 24 % des bénéficiaires de prestations régulières avec plusieurs périodes de maladie par rapport à 4 % des prestataires qui ont fait une demande pure de prestations de maladie incluant plusieurs périodes de maladie.

Bien que non illustrée, l’examen plus approfondi des maladies et des blessures déclarées a révélé que 27 % des bénéficiaires de prestations régulières qui ont plusieurs périodes de maladie ont mentionné que leur maladie ou leur blessure est le résultat d’une condition épisodique, comparativement à 19 % des prestataires qui ont fait une demande de prestations de maladie pure et qui ont connu plusieurs périodes de maladie.

On reconnaît que la taille des échantillons du Sondage est relativement petite pour ces types de prestataires (entre 90 et 171 répondants) et que le résultat ne reflète peut-être pas entièrement la population actuelle.

Les régimes d’assurance maladie à court terme de l’employeur, y compris les congés de maladie et l’invalidité de courte durée, jouent un rôle tout aussi important en offrant aux Canadiens un soutien pendant une période de maladie ou de blessure.

Dans bien des cas, la protection offerte par le régime de l’employeur peut être suffisante pour qu’une personne n’ait pas à présenter une demande de prestations de maladie de l’assurance-emploi, puisque les personnes doivent généralement utiliser toutes les prestations du régime de l’employeur (premier payeur) avant de recevoir des prestations de maladie (deuxième payeur).

Comme nous l’avons déjà mentionné, le fait de recevoir des prestations d’invalidité de courte durée réduit la probabilité de présenter une demande de prestations de maladie de l’assurance-emploi.

Pour combler les lacunes dans les données sur les types de régimes d’assurance maladie à court terme offerts par les employeurs, l’évaluation inclut des entrevues auprès d’informateurs clés de 42 employeurs de petites, moyennes et grandes entreprises.

Employeurs qui n’offrent pas de régime officiel d’assurance-invalidité de courte durée ou de congés de maladie

Parmi les 9 employeurs qui n’offraient pas de congés de maladie officiels ou de régimes d’assurance-invalidité de courte durée, huit étaient des petites entreprises (moins de 50 employés) et un était une entreprise de taille moyenne (entre 50 et 499 employés). Trente-trois de ces employeurs fournissaient aussi à leurs employés des prestations d’invalidité de longue durée. Pour obtenir plus d’information voir l’annexe H et le document intitulé : « Findings from the Employer Consultation for the Evaluation of Employment Insurance », qui est une étude technique disponible sur demande.

Les employeurs ont indiqué les raisons pour lesquelles ils n’offraient pas de tels régimes :

• les absences à moyen terme dans leur organisation étaient faibles ou inexistantes;
• les employés préféraient que l’argent soit dépensé pour d’autres types d’avantages sociaux; et
• les employeurs et les employés versaient déjà des cotisations d’assurance-emploi pour couvrir les prestations de maladie de l’assurance-emploi qui fournissent un soutien du revenu en cas de maladie ou de blessure à moyen terme.

Description textuelle de la figure 21

La figure 21 est un diagramme circulaire fournissant une description des régimes de maladie à court terme offerts par les employeurs. La figure montre que sur 42 employeurs interrogés pour cette évaluation :

• 9 n’avaient ni régime d’assurance-invalidité de courte durée ni congés de maladie;
• 4 employeurs avaient des congés de maladie cumulatifs;
• 5 avaient des congés de maladie non cumulatifs;
• 24 avaient des congés de maladie et un régime d’assurance-invalidité de courte durée.

Employeurs qui ont un régime officiel d’assurance-invalidité de courte durée ou qui offrent des congés de maladie

La plupart des employeurs interrogés ont indiqué qu’ils offraient une certaine forme de régime d’assurance maladie à court terme, mais la générosité de ces régimes variait considérablement.

Des 29 employeurs qui ont fourni des détails sur leurs régimes de congés de maladie :

• 6 employeurs offraient 5 jours ou moins;
• 16 employeurs offraient de 6 à 10 jours;
• 5 employeurs offraient de 11 à 15 jours;
• 2 employeurs offraient un nombre illimité de jours.

Dans tous les cas où des congés de maladie et un régime d’assurance-invalidité de courte durée étaient offert, le nombre de jours de maladie offerts était suffisant pour couvrir la période d’attente du régime d’assurance-invalidité de courte durée et fournir un soutien du revenu égal à 100 % du salaire.

Le type de protection variait considérablement parmi les 19 employeurs qui connaissaient les détails de leur régime d’assurance-invalidité de courte durée en ce qui concerne le niveau de soutien du revenu :

• 10 employeurs proposaient de remplacer entre 55 % et 74 % du salaire;
• 5 employeurs proposaient de remplacer entre 75 % et 99 % du salaire;
• 4 employeurs proposaient de remplacer 100 % du salaire.

Situation d’emploi

• Emploi à temps partiel – La couverture varie d’un employeur à l’autre, certains employeurs offrant le même niveau d’avantages sociaux qu’aux travailleurs à temps plein, tandis que d’autres n’offrent aucune couverture.
• Emploi saisonnier – Habituellement, aucune protection n’est offerte, sauf lorsque les travailleurs saisonniers constituent une partie importante de l’effectif ou que la saison est longue (de 6 à 8 mois).
• Occasionnel ou sur appel – Aucune protection n’est offerte.
• Temporaire ou contractuel – Représente une petite partie de l’effectif parmi les personnes interrogées; ces employés n’ont généralement pas de couverture.

Retour au travail

Presque tous les employeurs ont indiqué qu’ils offraient un certain soutien pour aider les travailleurs à revenir progressivement au travail, notamment ce qui suit :

• horaire à temps partiel/retour progressif au travail;
• modification des tâches;
• ajustements ergonomiques;
• télétravail.

Note explicative 2 : Le Programme de réduction du taux de cotisation et les prestations supplémentaires de chômage

Le Programme de réduction du taux de cotisation et le Régime de prestations supplémentaires de chômage sont offerts aux employeurs pour qu’ils puissent fournir à leurs employés une meilleure protection contre la maladie à court terme afin de les aider à se rétablir et à retourner au travail. Des 42 employeurs interrogés, peu connaissaient ou utilisaient ces 2 programmes.

Programme de réduction du taux de cotisation

Les employeurs qui offrent à leurs employés un régime d’assurance-invalidité de courte durée qui répond aux exigences minimales énoncées par la Loi sur l’assurance-emploi et le Règlement qui s’y rattache peuvent s’inscrire auprès de Service Canada pour avoir le droit de payer un taux de cotisation moindre à l’assurance-emploi.

Au total, 16 employeurs ont déclaré être au courant du programme, alors que seulement 11 l’utilisent activement.

Les données administratives montrent qu’en 2017, 27,9 % des personnes ayant connu une cessation d’emploi pour cause de maladie travaillaient, au moment de la cessation, pour un employeur qui fournissait un régime d’invalidité de courte durée qui était admissible à une réduction des taux de cotisation. Par contre, les données administratives ne permettent pas d’identifier les personnes qui ont reçu des prestations au moyen de ces régimes.

Les principales raisons invoquées par les employeurs pour ne pas se prévaloir du programme étaient les suivantes :

• leur régime d’assurance-invalidité de courte durée n’était pas admissible;
• ils croyaient que cela ne réduirait pas leurs coûts.

Régime de prestations supplémentaires de chômage

Les employeurs ont l’option de s’inscrire à un régime de prestations supplémentaires de chômage (PSC) auprès de Service Canada afin de fournir à leurs employés un revenu supplémentaire pendant une période de prestations de l’assurance-emploi où ils sont en arrêt temporaire de travail, en formation ou en congé pour maladie, blessure ou mise en quarantaine, afin de compléter les gains hebdomadaires des employés au titre de l’assurance-emploi, sans incidence sur leurs prestations de l’assurance-emploi.

Au total, 14 employeurs ont indiqué qu’ils étaient au courant de la possibilité de s’inscrire à un tel régime, alors que seuls 2 étaient en fait inscrits.

Les données administratives montrent qu’en 2017, seulement 5,4 % des demandes de prestations de maladie de l’assurance-emploi étaient associées à un tel régime.

Les raisons fournies par les employeurs pour ne pas souscrire à un régime de prestations supplémentaires de chômage étaient les suivantes :

• ils n’avaient pas les moyens d’assumer le coût supplémentaire des prestations complémentaires.
• ils estimaient que les prestations de maladie de l’assurance-emploi étaient suffisantes.

Conclusions et recommandations

Les prestations de maladie de l’assurance-emploi fournissent un soutien du revenu essentiel à des travailleurs qui, pour différentes raisons, sont incapables de travailler en raison d’une maladie ou d’une blessure – 1,7 milliard de dollars ont été versés à plus de 400 000 travailleurs de 2017 à 2018. Ces prestations de maladie sont, pour plusieurs travailleurs, l’unique source de prestations d’invalidité de courte durée avant de retourner au travail ou d’être pris en charge par des programmes de prestations d’invalidité de longue durée.

Dans l’ensemble, le rapport d’évaluation présente des éléments probants qui démontrent que les prestations de maladie de l’assurance-emploi atteignent efficacement leur principal objectif, soit de fournir un remplacement du revenu à court terme afin de permettre aux bénéficiaires de se concentrer sur le rétablissement de leur santé et leur retour au travail.

Il a notamment été constaté que :

• pour la majorité des prestataires qui retournent au travail, 15 semaines de prestations est une durée convenable pour le remplacement du revenu à court terme; et
• l’impact différentiel de recevoir des prestations de maladie de l’assurance-emploi n’est pas statistiquement significatif à long terme, tandis qu’à court terme l’impact négatif est probablement plus lié à la gravité ou à la longue durée de la maladie ou de la blessure.

Toutefois, cette évaluation a permis d’identifier les points où, en raison de certaines limites, il n’était pas possible d’évaluer pleinement l’incidence de l’interaction entre le type de maladie ou de blessure et le recours aux prestations de maladie de l’assurance-emploi.

À ce titre, la Direction de l’évaluation formule les recommandations suivantes :

Recommandation 1 : Étudier la possibilité d’établir de nouveaux couplages de données dans l’objectif d’éclairer l’élaboration de politiques ayant trait aux prestations de maladie de l’assurance-emploi, et faire rapport à ce sujet.

Recommandation 2 : Examiner les demandes de prestations régulières d’assurance-emploi comprenant des périodes de prestations de maladie pour mieux comprendre le lien entre ces types de prestations.

Réponse de la Direction et plan d’actions

Le Ministère aimerait remercier la Direction d’Évaluation pour son travail sur l’évaluation des prestations de maladie de l’assurance-emploi qui comprend une analyse quantitative approfondie supplémentée par des sondages auprès des employeurs et des travailleurs. L’analyse préliminaire partagée tout au long du processus d’évaluation a contribué à éclairer l’analyse des politiques.

La Direction est d'accord avec la recommandation 1.

Les prestations de maladie de l’assurance-emploi sont des soutiens au revenu de court terme pour les travailleurs qui sont en congés en raison d’une maladie, blessure ou quarantaine. Elles complètent d’autres mesures disponibles pour soutenir les Canadiens, y compris les prestations de maladie et d’invalidité de long terme offertes via les régimes d’assurance de groupe financés par les employeurs, les régimes de couverture privés détenus par les particuliers et les prestations d'invalidité de longue durée du Régime de Pensions du Canada, ainsi que les régimes fédéral, provinciaux et programmes territoriaux et les programmes du travail et indemnisation des accidents du travail. Cependant, pour les Canadiens qui n'ont pas accès aux congés de maladie ou aux prestations d'invalidité payés par l'employeur, les prestations de maladie de l'assurance-emploi constitueraient le principal filet de sécurité sociale.

Les prestataires de l'assurance-emploi doivent obtenir un certificat médical d'un professionnel de la santé reconnu avec une date prévue de retour au travail, mais le Programme d'assurance-emploi ne recueille pas de renseignements sur la nature de la maladie ou de la blessure. Cette approche protège la vie privée des Canadiens et améliore l’efficacité du traitement des demandes. Toutefois, cette approche entraîne un manque de connaissances concernant l'interaction entre le type de maladie et l'utilisation des prestations de maladie de l'assurance-emploi.

Le Ministère tirera parti des données disponibles, explorera et fera rapport sur la faisabilité de nouveaux couplages de données afin de combler certaines lacunes dans les connaissances liées aux prestations de maladie de l'assurance-emploi. Une analyse supplémentaire pourrait aider le Programme d'assurance-emploi à mieux comprendre comment les travailleurs qui font face à différents types de situations de santé (les maladies ou blessures aiguës, les maladies chroniques ou épisodiques, les maladies graves ou les blessures graves, ou la santé mentale) utilisent les prestations de maladie de l'assurance-emploi et d'autres soutiens gouvernementaux.

Actions prévues

1.1 Étudier la faisabilité d’une analyse comparative des revenus après la demande de prestations et ceux avant la demande par type de maladie ou blessure en s’appuyant sur l'analyse des données de l'évaluation des prestations de maladie de l'assurance-emploi et en utilisant des années supplémentaires de données fiscales de l'Agence du Revenu du Canada; et faire rapport à ce sujet
Date prévue d’achèvement : Été 2021

1.2 Étudier la faisabilité d’autres couplages de données administratives de l’assurance-emploi et d’autres sources de données d’EDSC; et faire rapport à ce sujet.
Date prévue d’achèvement : Été 2021

La Direction est d'accord avec la recommandation 2.

Le Programme d’assurance-emploi fournit une aide financière temporaire aux travailleurs au chômage.

Une personne qui ne peut pas travailler en raison d’une maladie, blessure ou d’une mise en quarantaine, mais qui serait autrement disponible pour travailler, peut être admissible à recevoir jusqu’à 15 semaines de prestations de maladie.

Parfois, les travailleurs laissent leur emploi à cause de la maladie (en d’autres termes, leur « raison de séparation » est spécifiée comme étant la maladie). Dans d’autres cas, un travailleur au chômage qui reçoit déjà des prestations régulières d’assurance-emploi peut être temporairement dans l’incapacité de chercher du travail en raison de la maladie. La compréhension de ces combinaisons de prestations d’assurance-emploi pourraient offrir des informations précieuses sur l'amélioration de la prestation de services.

L'examen des demandes de prestations régulières d'assurance-emploi comprenant des périodes de prestations de maladie permettra de mieux comprendre l'interaction entre ces types de prestations et fournira peut-être un aperçu des personnes souffrant de périodes de maladie et de leur capacité à accéder aux prestations.

De plus, dans le cadre de nos améliorations continues du système d'assurance-emploi, nous utiliserons les perspectives et les observations développées dans le cadre de cette évaluation pour éclairer le cadre analytique d'intégrité du système d'assurance-emploi, et des prestations de maladie de l'assurance-emploi en particulier, dans l'avenir.

Action prévue

2.1 Analyser les demandes de prestations régulières d’assurance-emploi comportant des périodes de maladie, pour examiner la fréquence de survenance et les tendances de la combinaison de ces types de prestations
Date prévue d’achèvement : Mars 2021

Annexe A : Terminologie

Bénéficiaires des prestations de maladie

Personnes ayant reçu des prestations de maladie de l’assurance-emploi d’au moins 1 $ au cours de la période de prestations.

Certificat médical

Un formulaire rempli par un médecin ou un autre professionnel de la santé confirmant l’incapacité de travailler du demandeur et indiquant la durée prévue de la maladie, de la blessure ou de la mise en quarantaine. Pour recevoir des prestations de maladie, les prestataires doivent obtenir un certificat médical, et ils peuvent devoir le fournir à une date ultérieure.

Demande de prestations de maladie

Toute demande pour laquelle des prestations de maladie de l’assurance-emploi d’au moins 1 $ ont été versées au cours de la période de prestations, par exemple une demande de prestations de maladie pure ou une demande combinée.

Demande de prestations de maladie pure

Une demande pour laquelle seules des prestations de maladie de l’assurance-emploi ont été versées au cours de la période de prestations.

Demande de prestations de maladie combinée

Une demande où d’autres types de prestations de l’assurance-emploi sont versées (régulières, de maternité, parentales, etc.) et dans laquelle des prestations de maladie ont été reçues.

Non-prestataires

Personnes ayant connu une cessation d’emploi pour cause de maladie qui n’ont pas reçu au moins 1 $ de prestations de maladie de l’assurance-emploi à la suite de la cessation d’emploi en raison d’une maladie ou d’une blessure.

Non-prestataires admissibles

Personnes ayant connu une cessation d’emploi pour cause de maladie qui n’ont pas reçu au moins 1 $ de prestations de maladie de l’assurance-emploi, mais qui avaient accumulé au moins 600 heures d’emploi assurable au cours des 52 semaines précédentes.

Personne ayant connu une cessation d’emploi pour cause de maladie

Une personne dont le relevé d’emploi indique que la raison de la cessation d’emploi est une maladie, une blessure ou une mise en quarantaine. Il s’agit notamment de personnes ayant subi une réduction d’au moins 40 % de leur rémunération hebdomadaire normale en raison d’une maladie, d’une blessure ou d’une mise en quarantaine.

Prestations d'invalidité du Régime de pensions du Canada (RPC)

Ces prestations sont conçues pour fournir un remplacement partiel du revenu aux cotisants au Régime de pensions du Canada admissibles, qui sont âgés de moins de 65 ans et qui ont une invalidité grave et prolongée, au sens de la législation sur le Régime de pensions du Canada .

Période d'attente des prestations d'invalidité du Régime de pensions du Canada

Il faut environ 120 jours pour qu'une décision soit prise à partir de la date à laquelle nous recevons votre demande et tous les documents nécessaires.

Revenu d’emploi

Le revenu d’emploi indiqué annuellement sur le feuillet d’imposition supplémentaire T4.

Revenu total

La totalité des revenus indiqués annuellement sur les dossiers de déclaration d’impôt T1.

Annexe B : Questions d’évaluation

Le Comité de la mesure du rendement et de l’évaluation a approuvé les questions d’évaluation suivantes en février 2016.

1. Régimes de congés de maladie :
   1. dans le contexte du marché du travail canadien, quelles sont les caractéristiques des régimes d’assurance-salaire ou de congés maladie payés par l’employeur ou offert via des programmes publics?
   2. dans quelle mesure les régimes de l’employeur ou les programmes publics favorisent-ils la réintégration des travailleurs au marché du travail?
   3. quelles sont les pratiques exemplaires dans les autres pays?
2. Quelle est la proportion des chômeurs canadiens admissibles aux prestations de maladie de l’assurance-emploi?
3. Quelle proportion des employés est couverte par un régime de congés de maladie ou par un régime d’assurance-salaire payé par l’employeur?
4. Demandes de prestations :
   1. quels facteurs influencent le niveau des demandes de prestations de maladie?
   2. quelles sont les répercussions des changements liés à l’exigence de fournir une preuve médicale de l’incapacité de travailler?
   3. est-ce que les changements apportés en 2006 relativement à l’exigence de fournir un certificat médical a une incidence sur la probabilité de faire une demande de prestations de maladie?
5. Combien de certificats médicaux Service Canada exige-t-il chaque année?
6. Est-ce que les prestataires qui vivent dans des régions où le taux de chômage est faible (qui sont donc admissibles à moins de semaines de prestations régulières d’assurance-emploi) sont plus susceptibles d’avoir recours aux prestations de maladie de l’assurance-emploi?
7. Utilisation des prestations de maladie :
   1. quelle est la durée des demandes de prestations de maladie?
   2. de quelle façon les prestations de maladie sont-elles combinées?
   3. combien de prestataires mettent fin à leurs autres prestations de l’assurance-emploi (par exemple, prestations parentales ou de compassion) pour recevoir des prestations de maladie?
   4. quel pourcentage de prestataires épuisent leurs prestations de maladie?
   5. dans quelle mesure les employeurs ont-ils recours au régime de prestations supplémentaires de chômage pour compléter les prestations de maladie de l’assurance-emploi?
   6. dans quelle mesure les prestataires travaillent-ils pendant qu’ils reçoivent des prestations?
8. Quel est le taux de trop-payés dans le cas des prestations de maladie de l’assurance-emploi et quelles raisons expliquent ces trop-payés?
9. À quel point est-il facile pour une personne d’obtenir un certificat médical?
10. Quelle est la nature des maladies et des blessures menant à des demandes de prestations de maladie?
11. Dans quelle mesure les travailleurs qui cessent de travailler en raison d’une maladie ou d’une blessure épuisent-ils leurs congés de maladie ou encore l’assurance-salaire payés par leur employeur avant de présenter une demande de prestations de maladie de l’assurance-emploi?
12. La période après la demande de prestations :
    1. quel était le statut d’emploi de la personne après la demande de prestations?
    2. à quel moment la personne est-elle retournée au travail?
    3. quelle est la source de revenus après la demande de prestations?
    4. le cas échéant, quelles mesures de soutien étaient disponibles pour faciliter le retour au travail?
13. Dans quelle mesure les entreprises fournissent-elles des congés payés ou encore une assurance-salaire?
    1. quelles sont les caractéristiques des régimes d’assurance-salaire ou de congés de maladie payés des employeurs?
    2. les régimes sont-ils assortis de mesures qui facilitent le retour au travail?

Annexe C : Lignes d’enquête

Entrevues auprès des informateurs clés

En 2017, des entrevues ont été menées auprès de 42 employeurs de petites, moyennes et grandes organisations afin de recueillir de l’information sur leurs pratiques en matière de soutien aux employés qui s’absentent du travail pour raisons médicales. Des employeurs qui offrent un régime de congé de maladie à leurs employés et d’autres qui n’offrent pas de tels régimes ont été consultés. Vous trouverez de plus amples renseignements sur les employeurs interrogés dans le document Findings from the Employer Consultation for the Evaluation of Employment Insurance.

L’échantillon d’employeurs interviewés a été constitué à partir des critères élaborés par le Conference Board du Canada en 2013 (Gérer l’invalidité : Employeurs, êtes-vous prêts?, Le Conference Board du Canada).

Données administratives de l’assurance-emploi, dossiers fiscaux de l’ARC et dossiers du Programme de prestations d’invalidité du Régime de pensions du Canada

Les données administratives de l’assurance-emploi utilisées pour cette évaluation comprenaient un échantillon de 10 % de toutes les demandes de prestations de maladie de l’assurance-emploi établies, de 2000 à 2016, qui proviennent directement du fichier des profils vectoriels.

Le relevé d’emploi (échantillon de 10 %) a été utilisé pour identifier les personnes qui ont connu une cessation d’emploi pour cause de maladie, mais qui n’ont pas présenté une demande de prestations de maladie de l’assurance-emploi (non-prestataires).

Les dossiers fiscaux des particuliers de 2000 à 2016 (échantillon de 10 %), comme les feuillets T1 et T4, ont été couplés aux données administratives de l’assurance-emploi et aux relevés d’emploi pour fournir des renseignements détaillés sur les gains et le revenu des prestataires et des non-prestataires de l’assurance-emploi.

Les fichiers du Programme de prestations d’invalidité du Régime de pensions du Canada (RPC) de 2000 à 2016 ont été couplés aux données administratives de l’assurance-emploi pour fournir des renseignements sur la période entre la fin des prestations de maladie de l’assurance-emploi et le début des prestations d’invalidité du RPC.

Sondage auprès des travailleurs

En 2018, R.A. Malatest & Associates Inc. a mené un sondage auprès de personnes ayant connu une cessation d’emploi pour raison de maladie ou de blessure en 2016. L’échantillon utilisé pour le sondage a été tiré des données administratives d’Emploi et Développement social Canada et fourni au contractant pour mener le sondage.

Au total, 2 214 personnes ont répondu au sondage et ont consenti à ce que leurs réponses soient liées aux données administratives, telles que les données administratives de l’assurance-emploi, les relevés d’emploi et les données des feuillets d’impôt T1 et T4. Parmi les répondants, 58 % (1 291) avaient demandé des prestations de maladie de l’assurance-emploi, alors que 42 % (923) n’en avaient pas fait la demande – c’est à dire qu’ils n’avaient pas touché au moins 1 $ de prestations de maladie de l’assurance-emploi.

Annexe D : Limites des données

Entrevues auprès des informateurs clés

En tout, 42 employeurs ont répondu aux questions dans le cadre de cette évaluation, incluant :

• 15 petites entreprises (moins de 50 employés);
• 15 moyennes entreprises (de 50 à 499 employés); et
• 12 grandes entreprises (500 employés ou plus).

Il est entendu que l’échantillon d’employeurs qui ont participé aux entrevues ne reflète pas le portrait des employeurs canadiens (dont la majorité répondent à la définition de petite entreprise). Les renseignements recueillis auprès de ces employeurs sont tout de même considérés comme utiles et informatifs puisqu’ils aident à mettre en contexte les pratiques des employeurs en matière de soutien aux employés qui s’absentent du travail pour raisons médicales.

Données administratives de l’assurance-emploi, dossiers fiscaux de l’Agence du Revenu du Canada (ARC) et dossiers du Programme de prestations d’invalidité du RPC

Il y a un décalage de près de 2 ans dans les données des dossiers fiscaux de l’ARC, ce qui limite l’analyse du revenu total et du revenu d’emploi aux années 2000 à 2016. De plus, la période de prestations lorsque les prestations spéciales sont combinées peut aller jusqu’à 104 semaines, de sorte que 2016 est l’année la plus récente qui a été utilisée pour analyser les demandes combinées à d’autres prestations.

Bien que la variable utilisée pour le revenu total provenant du feuillet d’impôt T1, indique la totalité des revenus déclarés pour une année civile donnée (y compris les plus-values des placements, etc.), les dossiers d’impôts utilisés pour cette évaluation ne fournissent pas une information détaillée sur tous les types de revenus qui avaient été déclarés. Dès lors, l’évaluation n’a pas été en mesure de déterminer si les prestataires ou les non-prestataires étaient plus susceptibles d’utiliser leurs économies personnelles ou leurs placements pendant la période de maladie ou de blessure.

Ni les données administratives de l’assurance-emploi ni les dossiers fiscaux de l’ARC ne précisent les types de maladies ou de blessures ayant entraîné la cessation d’emploi des personnes. Par conséquent, toute analyse des résultats après la maladie est limitée par le manque d’information sur la maladie ou la blessure.

La période d’emploi après la période de cessation d’emploi est déterminée selon le feuillet T4, en observant le revenu d’emploi positif au cours de l’année civile. Toutefois, la faiblesse de cet indicateur tient du fait que la durée des différentes périodes d’emploi n’est pas précisée, toutes les périodes d’emploi étant traitées de façon égale.

Puisque le fichier du Programme de prestations d’invalidité du RPC ne peut pas être couplé aux dossiers fiscaux de l’ARC, nous n’avons pas été en mesure d’établir un renvoi entre le Programme de prestations d’invalidité du RPC et le feuillet T1 pour savoir si une personne avait effectivement reçu des prestations d’invalidité du RPC. De plus, la date exacte du paiement des prestations du Programme de prestations d’invalidité du RPC ne peut être déterminée. Par exemple, 120 jours ont été ajoutés à la variable de la date effective pour tenir compte de la durée du délai de carence.

Sondage auprès des travailleurs

On ne demandait pas aux répondants d’indiquer exactement le relevé d’emploi ou la demande de prestations de maladie de l’assurance-emploi se rapportant à la maladie ou à la blessure visée par les réponses fournies. Il se peut que nous ayons établi une correspondance incorrecte au relevé d’emploi ou à la demande de prestations de maladie de l’assurance-emploi.

Le Sondage auprès des travailleurs n’a interrogé les répondants que sur leur maladie ou blessure survenue en 2016. Étant donné que l’année d’imposition la plus récente des dossiers fiscaux de l’Agence de Revenu du Canada est 2016, aucune analyse ne peut être effectuée sur la période suivant la fin de la demande de prestations pour les répondants au sondage en 2018. Par ailleurs, nous ne disposions que d’une année d’information sur les maladies ou les blessures, et donc aucune analyse des tendances n’a pu être effectuée.

Bien que les résultats du Sondage auprès des travailleurs aient été pondérés pour correspondre au niveau régional à la population cible des personnes ayant connu une cessation d’emploi pour cause de maladie, il est possible que les personnes interrogées et celles qui ont fourni des réponses ne constituent pas un échantillon aléatoire de prestataires et de non-prestataires de l’assurance-emploi. En fait, les bénéficiaires de l’assurance-emploi qui ont seulement reçu des prestations de maladie étaient sous-représentés dans l’échantillon; celui-ci contient donc un trop grand nombre de prestataires ayant combiné les prestations de maladie et les prestations régulières. Cependant, le suréchantillonage ne devrait pas avoir une incidence considérable sur les résultats parce que le nombre de répondants est suffisamment élevé pour fournir une bonne représentation leur population cible et leurs types de maladies ou de blessures.

Annexe E : Méthodologie d’analyse des facteurs

Population

Afin d’évaluer les facteurs qui influent sur le niveau des demandes de prestations de maladie de l’assurance-emploi, les demandes ont été regroupées en sous-groupes en fonction de l’année, du sexe, du groupe d’âge et de la province. La population active de chacun des groupes démographiques a été tirée de l’Enquête sur la population active de la base de données CANSIM de Statistique Canada. On a ensuite calculé le ratio entre les demandes de prestations et la population active pour chaque sous-groupe, ce qui donne une incidence unique des demandes de prestations pour tous les sous groupes selon l’année, le sexe, le groupe d’âge et la province.

Modèle de comptage

En utilisant le ratio des demandes de prestations par rapport à la population active comme variable dépendante, un modèle de régression log-linéaire a été ajusté aux données en utilisant le maximum de vraisemblance en supposant une distribution binomiale négative pour estimer les effets de la cohorte de naissance, du sexe, de l’âge, de la province et de l’année sur le ratio des demandes de prestations par rapport à la population active.

La spécification du modèle permet de faire varier l’effet de l’âge entre les hommes et les femmes, et de saisir l’effet de l’année dans chacune des 10 provinces. La figure A montre le résultat du test du rapport de vraisemblance, sur la base duquel la distribution binomiale négative a été jugée la plus appropriée pour les données.

Description textuelle de la figure A

La figure présente 3 courbes représentant les distributions suivantes :

• la proportion observée dans les données;
• les probabilités obtenues grâce à l'estimation par le modèle loi binomiale négative; et
• les probabilités obtenues grâce à l'estimation par la modèle de Poisson.

La courbe de la distribution binomiale négative est plus aplanie que celle du modèle de Poisson. Par ailleurs, elle est celle qui se rapproche le plus de la courbe de la proportion observée dans les données. La distribution binomiale négative semble mieux correspondre aux données que la distribution de Poisson.

Modèle de prévision démographique

Afin d’évaluer l’effet prévu des seuls changements démographiques sur les demandes de prestations de maladie de l’assurance-emploi, l’incidence des demandes de chaque cellule en 2000 a été choisie et présumée fixe comme incidence de référence des demandes de prestations, par laquelle le nombre de membres de la population active dans chaque cellule de 2001 à 2016 a été multiplié pour obtenir une prévision du nombre de demandes.

Limites

Pour certains sous-groupes, il n’y a aucune observation au cours d’une année donnée. Puisque l’échantillon utilisé dans cette étude représente 10 % du fichier des profils vectoriels, la probabilité nulle résultant de ces « 0 » peut ne pas refléter la réalité et le taux d’incidence pourrait être sous-estimé. Toutefois, ces situations représentent moins de 1 % des groupes démographiques et ne se produisent qu’au cours de certaines années civiles. Par conséquent, les effets des caractéristiques démographiques obtenues à partir de la régression ne devraient pas être modifiés par cette limitation des données.

Une note méthodologique complète est accessible sur demande.

Annexe F : Méthodologie d’analyse de survie

Population

La population évaluée pour l’analyse de survie comprenait l’ensemble des répondants au Sondage sur les travailleurs qui ont consenti à ce que leurs données administratives soient couplées. L’ensemble de la population a été utilisé pour l’analyse du temps nécessaire jusqu’au retour au travail, tandis que seuls les prestataires pouvaient être pris en compte pour l’analyse de la durée des prestations.

Modèle à risques proportionnels de Cox

Toutes les analyses de survie sont effectuées sur une échelle temporelle du délai écoulé jusqu’à la survenue de l’événement. Le modèle choisi pour cette analyse est le modèle des risques proportionnels de Cox, qui est un modèle semi-paramétrique estimé en supposant que les covariables sont liées à la durée de vie de manière multiplicative (où la fonction de hasard est le risque à un moment donné t ≥ t0 de survenu de l’événement).

Le modèle suppose en fait que la probabilité qu’un événement se produise diffère entre les individus n’ayant pas des caractéristiques semblables et que cette différence est constamment proportionnelle au cours de la période à l’étude.

Analyse de la durée de la période de prestations

La durée de la période de prestations est déterminée directement à partir du fichier des profils vectoriels, la durée étant déterminée par le nombre de semaines pendant lesquelles les prestations ont été reçues. Les prestataires qui ont touché le maximum de 15 semaines de prestations de maladie ont été considérés comme n’ayant pas cessé de demander des prestations, et leurs données comme ayant été censurées.

Analyse des retours au travail

La durée de la période avant le retour au travail est fondée sur les différences entre le code de la semaine du début d’un congé de maladie selon le fichier des profils vectoriels, et celui de la semaine au cours de laquelle le retour au travail est constaté. Le mois du retour au travail a été déterminé directement à partir du Sondage auprès des travailleurs.

Limites

Le sondage fournit un ensemble de données beaucoup plus riche que les dossiers administratifs de l’assurance-emploi. Toutefois, la taille de l’échantillon du sondage est petite (seulement 2 214 répondants), ce qui signifie qu’il faut interpréter les résultats avec prudence.

L’inconvénient avec le modèle de survie choisi est qu’il ne fournit pas d’attente spécifique quant à la durée relative du « temps de survie » entre individus présentant des caractéristiques différentes. Cela signifie qu’à aucun moment nous ne pouvons affirmer avec certitude qu’un groupe connaîtra un échec quelques semaines plus tôt qu’un autre, par exemple; le modèle ne saisit que les risques proportionnels entre les groupes au fil du temps.

De plus, l’analyse du sondage comporte des limites relatives à l’incertitude intrinsèque associée au couplage des résultats du sondage à des données administratives. Plus précisément, pour procéder à l’analyse de la période avant le retour au travail, le début du congé doit être déterminé en fonction de la date de cessation d’emploi issue du relevé d’emploi, alors que la fin du congé de maladie est déterminée grâce aux données de sondage indiquant le mois du retour au travail. Cet enjeu est abordé le plus efficacement possible, en choisissant sélectivement les relevés d’emploi plausibles de manière à assurer la cohérence entre les résultats du sondage et les données administratives. Cependant, ce processus n’est pas sans faille, et dépend de la précision des données que les répondants au sondage devaient fournir de mémoire, au sujet d’événements qui s’étaient parfois produits plus de 2 ans avant le sondage.

Une note méthodologique complète est accessible sur demande.

Annexe G : Méthodologie de l’impact différentiel

Population

Afin d’évaluer l’impact différentiel de demander des prestations de maladie de l’assurance-emploi, nous comparons les personnes qui ont reçu des prestations de maladie (groupe expérimental) à celles qui étaient admissibles (ayant cumulé au moins 600 heures), mais qui n’ont pas reçu de prestations (groupe témoin).

L’analyse d’impact est effectuée pour la cohorte de 2011, qui comprend des personnes qui ont connu une cessation d’emploi pour cause de maladie en 2011. Les indicateurs des revenus d’emploi et du revenu total ont été obtenus à partir des feuillets d’imposition T4 et T1 et mesurés pour les 2 groupes sur une période de 5 ans après la cessation d’emploi pour cause de maladie (2012 à 2016).

Appariement par coefficient de propension

Pour tenir compte du fait que les bénéficiaires de prestations de maladie de l’assurance-emploi et les non prestataires sont intrinsèquement différents, surtout en matière de revenu, une technique d’appariement par coefficient de propension fondée sur un modèle de régression logistique a été utilisée pour sélectionner les non prestataires qui ressemblent le plus possible à des les bénéficiaires de prestations de maladie de l’assurance-emploi.

Le modèle logistique a été élaboré pour prédire la probabilité de demander des prestations de maladie de l’assurance-emploi et a incorporé plus de 150 variables pour réduire au minimum les différences inhérentes à la probabilité de recevoir des prestations.

Exemples de variables qui ont été incluses :

• le sexe;
• l’âge;
• la situation de famille;
• la région;
• le secteur d’activité;
• l’indemnisation des accidentés du travail;
• la variation en pourcentage des gains en 2011 par rapport à 2010; et
• les gains au cours des 5 dernières années.

Les figures B et C montrent qu’après appariement, les 2 groupes avaient effectivement la même probabilité de présenter une demande.

Description textuelle de la figure B

La figure B présente 2 courbes illustrant les distributions des scores de propension avant l'appariement pour le groupe traité et pour le groupe de comparaison. Les 2 distributions sont assez différentes. La courbe des scores de propension est plus aplatie pour le groupe traité par rapport au groupe témoin. Les 2 groupes n'ont pas la même probabilité de demander des prestations de maladie de l'assurance-emploi.

Description textuelle de la figure C

La figure C présente 2 courbes illustrant les distributions des scores de propension après l'appariement, une pour le groupe traité et l’autre pour le groupe de comparaison. Les 2 courbes sont superposées et se confondent, donc les distributions correspondent parfaitement. Le processus d'appariement a réussi à minimiser les différences inhérentes dans la probabilité de demander des prestations de maladie de l'assurance-emploi entre les 2 groupes.

Limites

Bien que cette méthode nous aide à attribuer l’effet des prestations de maladie de l’assurance-emploi aux résultats d’un prestataire (revenu d’emploi et revenu total), elle se limite à ce qui peut être observé dans les données administratives de l’assurance-emploi. Par exemple, le type et la gravité de la maladie ou de la blessure ont probablement une incidence sur la décision de demander des prestations de maladie à la suite d’une cessation d’emploi pour cause de maladie, mais cette incidence ne peut pas être mesurée avec les données disponibles.

Une note méthodologique complète est accessible sur demande.

Annexe H : Bibliographie

1. Sources externes
   Comparaisons internationales :
   
   • France : https://www.internations.org/france-expats/guide/29458-social-security-taxation/sick-leave-and-disability-benefits-in-france-19289
   • Allemagne : https://ec.europa.eu/social/main.jsp?catId=1111&langId=fr&intPageId=4550
   • Royaume-Uni : https://www.gov.uk/statutory-sick-pay

   Thorpe, K. et Chénier, L. (2013). Gérer l’invalidité : Employeurs, êtes-vous prêts?, Le Conference Board du Canada
   https://www.sunlife.ca/static/canada/Sponsor/About%20Group%20Benefits/Group%20benefits%20products%20and%20services/The%20Conversation/Disability/DisabilityManagement_SUNLIFE_FR.pdf

2. Études techniques (disponibles sur demande) :
   ESDC (2017). Findings from the Employer Consultation for the Evaluation of Employment Insurance. En anglais seulement.
   ESDC (2018). Descriptive Analysis of EI Sickness Claims: Study for the Evaluation of the Employment Insurance Sickness Benefit. En anglais seulement.
   ESDC (2018). Methodology note on sample weights for the Survey of Workers. En anglais seulement.
   ESDC (2018). Methodology note on the Analysis of the Survey of Workers. En anglais seulement.
   ESDC (2018). Methodology note on the Incremental Impact Analysis. En anglais seulement.
   ESDC (2018). Methodology note on the Factors Analysis. En anglais seulement.
   ESDC (2018). Preliminary results on the Survey of Workers. En anglais seulement.
3. Sources de données
   Données des dossiers fiscaux de l’Agence de Revenu Canada. Les données sont fondées sur un échantillon de 10 % couvrant les années 2000 à 2016.
   Données administratives de l’assurance-emploi. Les données sont fondées sur un échantillon de 10 % couvrant les années 2000 à 2017.
   Données du relevé d’emploi. Les données sont fondées sur un échantillon de 10 % couvrant les années 2000 à 2017.
   R.A. Malatest & Associates (2018). Survey of Workers.
   Statistique Canada. Tableau : 14-10-0018-01. Caractéristiques de la population active selon le sexe et le groupe d’âge détaillé, données annuelles (x 1 000).