Rapport de contrôle et d'évaluation de 2013

II. AIDER LES CANADIENS EN SITUATION DE CHÔMAGE : LES PRESTATIONS D’ASSURANCE-EMPLOI RÉGULIÈRES

Avis : Veuillez consulter la Table des matières afin de vous guider à travers le Titre de la Rapport de contrôle et d'évaluation de .

Les prestations d’assurance-emploi régulières offrent une aide financière provisoire aux travailleurs qui ont perdu leur emploi sans en être responsables, pendant qu’ils cherchent du travail ou qu’ils mettent leurs compétences à niveau Note de bas de page 28 , à condition qu’ils aient cotisé au régime d’assurance-emploi et qu’ils aient accumulé le nombre requis d’heures assurables. Dans la plupart des cas, les travailleurs doivent accumuler entre 420 et 700 heures assurées pour avoir droit aux prestations régulières, selon le taux de chômage dans la région économique où ils habitent. C’est ce qu’on appelle la norme variable d’admissibilité (NVA) du régime d’assurance-emploi.

Toutefois, les personnes qui entrent sur le marché du travail pour la première fois (qui deviennent membres de la population active) ou qui ont peu travaillé, sinon pas du tout, au cours des deux dernières années (qui redeviennent membres de la population active) doivent accumuler 910 heures assurées, peu importe où elles habitent. Ces deux groupes sont désignés collectivement comme étant des DEREMPA (c’est-à-dire des personnes qui deviennent ou redeviennent membres de la population active).

1. Demandes de prestations d’assurance-emploi régulières et prestations régulières

En - , 1,36 million de nouvelles demandes de prestations régulières ont été présentées, ce qui représente une baisse de 4,6 % (-65 460) par rapport aux 1,42 million de demandes reçues en -. Malgré la diminution enregistrée en -, le nombre de nouvelles demandes de prestations régulières est demeuré de 4,8 % plus élevé que le niveau observé en - (1,29 million), avant le début de la récession de la fin des années .

Généralement, le nombre de demandes d’assurance-emploi régulières est sensible aux cycles économiques et aux conditions du marché du travail. Par exemple, le taux de chômage a diminué de 0,2 point de pourcentage pour atteindre 7,2 % en -, un taux qui était néanmoins supérieur de 2,1 points de pourcentage à celui de 6,0 % enregistré en -, ce qui cadre avec le changement du nombre de demandes de prestations régulières dont il a été question précédemment.

Outre la baisse du nombre de demandes, les prestations d’assurance-emploi régulières ont aussi diminué de 6,1 % (-0,6 milliard de dollars), passant de 10,7 milliards de dollars en - à 10,1 milliards de dollars en -, après avoir décliné de 12,9 % (1,6 milliard de dollars) en -. Bien que les prestations régulières versées aient diminué pendant trois années consécutives, elles sont demeurées plus élevées de 26,4 % (+2,1 milliards de dollars) par rapport à la somme versée en -, avant la récession de la fin des années .

Comme le montre le graphique 9, la prestation hebdomadaire moyenne pour les demandes régulières s’est accrue de 3,1 % (+12 $) en -, passant de 384 $ en - à 396 $ en -. Cette hausse est le résultat des effets combinés de l’augmentation de 3,0 % de la rémunération hebdomadaire moyenne au cours de cette période, comme l’explique le chapitre 1, et de l’augmentation du taux maximal de la prestation hebdomadaire, qui est passée de 485 $ en à 501 $ en .

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Salaire hebdomadaire moyen Taux de prestations hebdomadaires moyen

pour les prestations régulières
- 770 $ 347 $
- 792 $ 364 $
- 810 $ 367 $
- 839 $ 371 $
- 854 $ 384 $
- 876 $ 396 $

1.1 Prestations d’assurance-emploi régulières, selon la province

En -, chaque province affichait une réduction du nombre de nouvelles demandes de prestations régulières. Parmi les provinces, les diminutions les plus marquées se sont produites en Nouvelle-Écosse (-9,0 %, -6 180), à l’Île-du-Prince-Édouard (-8,3 %, -1 480), à Terre-Neuve-et-Labrador (-6,7 %, -4 540) et en Colombie-Britannique (-6,2 %, -9 730).

Malgré la diminution globale enregistrée en -, le nombre de nouvelles demandes de prestations régulières est demeuré supérieur à celui observé dans la plupart des provinces en -. Comme le montre le graphique 10, le nombre de demandes présentées dans les provinces de l’Ouest Note de bas de page 29 , en Ontario (+6,7 %) et au Nouveau-Brunswick (+1,6 %) est demeuré plus élevé en - qu’en -. En revanche, le nombre de demandes de prestations régulières dans trois desprovinces de l’Atlantique Note de bas de page 30 et au Québec était moins élevé qu’en -.

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Comparé à -
Canada 4,8 %
T.-N.-L. -10,8 %
Î.-P.-É. -7,0 %
N.-É. -0,5 %
N.-B. 1,6 %
Qc -2,9 %
Ont. 6,7 %
Man. 17,1 %
Sask. 4,8 %
Alb. 46,1 %
C.-B. 19,5 %

Lorsque l’on compare la répartition provinciale des demandes de prestations régulières à celle dans l’emploi en -, on constate que les provinces de l’Atlantique et le Québec sont surreprésentés au niveau des demandes de prestations régulières, alors que l’Ontario et les provinces de l’Ouest sont sous-représentés (tableau 4).

Les provinces de l’Atlantique comptaient pour 15,8 % de toutes les demandes de prestations régulières en -, avec 6,3 % de l’emploi. Les plus grandes proportions dans l’emploi se trouvent en Ontario et au Québec, puisque l’Ontario compte pour 38,7 % de l’emploi à l’échelle nationale, et le Québec, 22,8 %. Ces deux provinces affichaient également la plus forte proportion des demandes d’assurance-emploi par rapport à l’ensemble des demandes au pays, soit 29,8 % et 32,2 %, respectivement.

Les provinces de l’Ouest comptaient pour 21,8 % de toutes les demandes de prestations d’assurance-emploi régulières, et pour 32,2 % de l’emploi, ce qui représente l’écart le plus important en points de pourcentage entre la part dans les demandes de prestations d’assurance-emploi et la part dans l’emploi au niveau national.

Tableau 4: Demandes de prestations d’assurance-emploi régulières, emploi[1] et prestations régulières versées, selon la province et le territoire, -
Province ou territoire Prestations d’a.-e. régulières (%) Emploi (%) Prestations régulières versées (%)
Canada 100 % 100 % 100 %
Terre-Neuve-et-Labrador 4,6 % 1,3 % 6,3 %
Île-du-Prince-Édouard 1,2 % 0,4 % 1,5 %
Nouvelle-Écosse 4,6 % 2,6 % 5,5 %
Nouveau-Brunswick 5,4 % 2,0 % 6,2 %
Québec 32,2 % 22,8 % 29,8 %
Ontario 29,8 % 38,7 % 29,4 %
Manitoba 2,8 % 3,6 % 2,5 %
Saskatchewan 2,0 % 3,1 % 2,0 %
Alberta 6,2 % 12,3 % 5,7 %
Colombie-Britannique 10,8 % 13,2 % 10,6 %
Territoires 0,3 % S.O. [2] 0,5 %

[1] Statistique Canada, Enquête sur la population active.

[2]Les données relatives à l’emploi n’ont pas été capturées pour les territoires, puisque ces renseignements ne sont pas inclus dans l’Enquête sur la population active.

1.2 Prestations d’assurance-emploi régulières, selon la région de l’assurance-emploi

L’économie canadienne est composée de régions urbaines qui constituent des pôles économiques importants, et de régions rurales, qui préservent des industries plus traditionnelles, essentielles au fonctionnement de l’économie. Les six principales régions métropolitaines de recensement du point de vue de la population – soit Vancouver, Calgary, Edmonton, Toronto, Ottawa et Montréal – servent à caractériser le profil des prestataires réguliers de l’assurance-emploi dans les régions urbaines.

Les marchés du travail urbains et ruraux diffèrent dans leur composition démographique et sectorielle. Comme le montre le tableau 5, la répartition des prestations régulières dans les régions urbaines et rurales ne correspond pas nécessairement avec la répartition au sein de l’emploi. Par exemple, en -, les régions rurales comptaient pour 48,2 % des prestations régulières, mais pour 30,4 % de l’emploi. À l’inverse, les grands centres urbains comptaient pour 32,3 % des prestations régulières et pour 47,1 % de l’emploi. Deux facteurs peuvent expliquer ce contraste. Premièrement, en -, le taux de chômage était plus élevé dans les régions rurales (9,1 %) que dans les grands centres urbains (7,5 %). Puisqu’ils ont moins de possibilités d’emploi, les personnes qui vivent dans les régions rurales sont plus susceptibles de présenter une demande de prestations d’assurance-emploi que celles qui vivent dans les centres urbains. Deuxièmement, l’incidence de la saisonnalité est plus élevée dans les régions rurales. En -, 40,1 % des demandes de prestations régulières provenant des régions rurales étaient considérées comme saisonnières, comparativement à 19,8 % dans les grands centres urbains. La saisonnalité caractérise les régimes de travail, la disponibilité des emplois dans une région, ainsi que la situation personnelle ou les particularités d’une industrie.

Tableau 5: Principales statistiques relatives aux prestations régulières dans les grands centres urbains, -
Demandes de prestations régulières[1] (%) Emploi (%)[2] Prestations régulières (%) Prestation régulière hebdomadaire moyenne
Montréal 11,5 % 11,3 % 10,3 % 382 $
Ottawa 1,5 % 3,1 % 1,4 % 399 $
Toronto 10,9 % 17,2 % 11,4 % 392 $
Calgary 2,0 % 4,3 % 1,8 % 431 $
Edmonton 2,0 % 4,0 % 1,7 % 437 $
Vancouver 4,5 % 7,2 % 4,3 % 384 $
Grands centres urbains 32,3 % 47,1 % 31,0 % 393 $
Régions rurales 48,2 % 30,4 % 52,0 % 401 $
Canada 100,0 % 100,0 % 100,0 % 396 $

[1] , [2] La somme des proportions pour l’ensemble des demandes de prestations régulières et des prestations régulières versées dans les grands centres urbains et les régions rurales n’est pas égale à 100 %, puisque certaines régions sont désignées comme étant urbaines sans être considérées comme de grands centres urbains.

La tendance par rapport aux prestations régulières est semblable à celle observée pour les demandes. La proportion de prestations régulières (52,0 %) dans les régions rurales était plus élevée que celle dans l’emploi (30,4 %), alors que les grands centres urbains affichaient une proportion plus faible de prestations régulières (31,0 %) que leur part dans l’emploi (47,1 %). Ces proportions ont été influencées par les écarts entre les taux de chômage et par le caractère saisonnier des demandes.

La prestation hebdomadaire moyenne était plus élevée dans les régions rurales (401 $) que dans les grands centres urbains (393 $). Cependant, parmi les grands centres urbains, Edmonton (437 $), Calgary (431 $) et Ottawa (399 $) sont des villes où la prestation hebdomadaire moyenne était supérieure à la moyenne canadienne (396 $).

1.3 Prestations d’assurance-emploi régulières, selon le secteur et l’industrie

En -, le nombre de nouvelles demandes de prestations d’assurance-emploi régulières dans le secteur de la production des biens a diminué de 7,8 % (-41 770). Cette baisse s’explique par le nombre net d’emplois créés dans ce secteur (+1,8 %, +69 000) (voir le graphique 11). En plus de la diminution du nombre de demandes de prestations régulières, les prestations d’assurance-emploi régulières versées dans le secteur de la production des biens ont chuté de 8,0 % (-344,5 millions de dollars) en -. Les deux plus importantes industries de ce secteur, soit la fabrication et la construction, ont connu une diminution de 14,6 % (207,1 millions de dollars) et de 5,2 % (-111,4 millions de dollars) respectivement de la somme versée en prestations régulières.

En -, le secteur des services a également connu un déclin du nombre de nouvelles demandes de prestations régulières (-5,5 %, -46 330). Comme pour le secteur de la production des biens, cette diminution était attribuable aux gains enregistrés au chapitre de l’emploi dans ce secteur (+1,2 %, +165 000) (voir le graphique 11). Les services d’enseignement, qui comptaient la plus grande proportion de demandes dans le secteur des services, ont connu une légère diminution du nombre de demandes de prestations régulières (-0,8 %, -1 240).

Parallèlement à la diminution du nombre de demandes de prestations régulières, les prestations régulières versées aux prestataires du secteur des services ont chuté de 6,9 % (-416 800) en -, après un déclin de 13,2 % au cours de l’année précédente. La plus forte baisse des prestations versées dans le secteur des services s’est produite dans l’industrie du commerce de détail (-12,2 %), suivie de l’industrie du commerce de gros (-10,1 %) et de l’industrie de l’hébergement et des services de restauration (-9,3 %).

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Demandes de prestations rrégulières Prestations régulières versées Nombre d’emplois
Secteur de la production de biens -7,8 % -8,0 % 1,8 %
Secteur des services -5,5 % -6,9 % 1,2 %
Secteur de la production de biens -41 770 -345 millions 69 000
Secteur des services -46 330 -417 millions 165 800

1.4 Prestations d’assurance-emploi régulières, selon le sexe et l’âge

En - , le nombre de nouvelles demandes de prestations d’assurance-emploi régulières a diminué tant chez les hommes (-4,9 %) que chez les femmes (-4,2 %). Malgré ces baisses, le nombre de nouvelles demandes de prestations régulières est demeuré plus élevé de 5,0 % pour les hommes et de 4,6 % pour les femmes, par rapport aux niveaux de -. Comme pour la diminution du nombre de demandes de prestations régulières, les prestations d’assurance-emploi régulières versées aux hommes et aux femmes ont décliné de 5,7 % et de 6,7 % respectivement en -. En dépit du déclin de -, les prestations d’assurance-emploi régulières versées sont demeurées au-dessus des niveaux observés en - (25,0 % plus élevées chez les hommes et 29,1 % plus élevées chez les femmes).

Les femmes ont présenté 40,0 % de toutes les demandes de prestations d’assurance-emploi régulières en -, et elles ont touché 35,2 % des prestations régulières versées. Les hommes ont présenté 60,0 % de toutes les demandes de prestations régulières en -, et ils ont touché 64,8 % des prestations d’assurance-emploi régulières versées. La répartition des prestations régulières entre les hommes et les femmes ne correspond pas à la répartition des demandeurs de prestations d’assurance-emploi régulières selon le sexe. Cette situation est attribuable au fait que les hommes reçoivent, en moyenne, des prestations hebdomadaires plus élevées que celles des femmes. Par exemple, le taux moyen des prestations hebdomadaires pour les demandes de prestations régulières en - était de 422 $ pour les hommes, soit 64 $ de plus que le taux versé aux femmes (358 $).

En - , le nombre de demandes de prestations d’assurance-emploi régulières présentées par les travailleurs d’âge moyen (25 à 54 ans) et par les jeunes travailleurs (15 à 24 ans) a diminué de 5,6 % (-55 160) et de 7,0 % (-10 460) respectivement, alors qu’une légère hausse de 0,1 % (+160) a été enregistrée chez les travailleurs âgés (55 ans et plus).

Comme le montre le graphique 12, la proportion de demandes de prestations régulières présentées par des travailleurs d’âge moyen a décliné de façon constante, passant de 73,1 % en - à 68,9 % en -, alors qu’elle a augmenté chez les travailleurs âgés, passant de 16,3 % en - à 20,9 % en -. La hausse observée chez les travailleurs âgés s’explique par la proportion accrue des membres de ce groupe d’âge au sein de la population active canadienne. Ils représentaient 18,3 % de la population active en -, ce qui constitue une importante augmentation par rapport à 14,9 % en -. La proportion de demandes de prestations régulières présentées par des jeunes était élevée (11,7 % en -) au cours de la récession de la fin des années , en raison d’une importante perte d’emplois chez les jeunes. Lorsque la reprise économique s’est affermie, les demandes de prestations d’assurance-emploi présentées par le groupe des 15 à 24 ans sont lentement revenues à leurs niveaux d’avant la récession (10,6 % en -), car les jeunes comptaient pour 10,2 % des demandeurs de prestations d’assurance-emploi régulières en -.

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- - - - - -
15 à 24 ans 10,6 % 11,2 % 11,7 % 11,6 % 10,5 % 10,2 %
25 à 54 ans 73,1 % 72,5 % 71,2 % 70,0 % 69,6 % 68,9 %
55 ans et plus 16,3 % 16,3 % 17,1 % 18,4 % 19,9 % 20,9 %

Lorsque l’on compare la répartition des demandes de prestations d’assurance-emploi régulières selon l’âge et la part dans l’emploi pour -, on observe que les jeunes travailleurs étaient sous-représentés parmi les demandeurs de prestations régulières, alors que les travailleurs d’âge moyen et les travailleurs âgés étaient légèrement surreprésentés (graphique 13). Par exemple, les travailleurs âgés représentaient 20,9 % de l’ensemble des demandeurs de prestations d’assurance-emploi régulières en -, mais 18,6 % de l’emploi.

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Demandes de prestations régulières d’a.-e. Proportion relative à l’emploi
15 à 24 ans (jeunes) 10,2 % 13,9 %
25 à 54 ans (âge moyen) 68,9 % 67,6 %
55 ans et plus (travailleurs âgés) 20,9 % 18,6 %

Les prestations régulières versées ont diminué pour les trois principaux groupes d’âge en -. Les travailleurs d’âge moyen ont connu une baisse de 6,7 % pour ce qui est des prestations régulières, et les jeunes, une baisse semblable de 6,8 %, tandis que les travailleurs âgés accusaient une diminution plus modeste de 3,7 % en -.

1.5 Prestations d’assurance-emploi régulières, selon la catégorie de prestataires

Par le passé, le Rapport de contrôle et d’évaluation de l’assurance-emploi comprenait une analyse des demandes de prestations régulières basée sur le recours antérieur au régime par les prestataires. Les demandes de prestations régulières étaient regroupées selon trois catégories de prestataires, soit les nouveaux prestataires, les prestataires occasionnels et les prestataires fréquents, en fonction du nombre de demandes d’assurance-emploi présentées au cours des cinq années précédentes. Ces catégories étaient utilisées uniquement aux fins de l’examen des répercussions et de l’efficacité du régime d’assurance-emploi dans le cadre du rapport.

Le , des modifications ont été apportées au Règlement sur l’assurance-emploi en vue d’établir trois nouvelles catégories de prestataires. Celles-ci sont désormais utilisées pour déterminer la responsabilité des prestataires lorsqu’il s’agit de faire une recherche d’emploi raisonnable afin de trouver un emploi convenable. Ces trois nouvelles catégories sont les suivantes : les travailleurs de longue date Note de bas de page 31 les prestataires fréquents Note de bas de page 32 et les prestataires occasionnels Note de bas de page 33 , Note de bas de page 34 . L’analyse des nouvelles demandes de prestations régulières, qui est présentée ici, est fondée sur les nouvelles catégories de prestataires. Pour obtenir des renseignements au sujet de la répartition nationale et de la ventilation provinciale des demandes de prestations d’assurance-emploi régulières fondées sur les anciennes catégories de prestataires, veuillez consulter le Rapport de contrôle et d’évaluation de l’assurance-emploi de .

En -, les prestataires occasionnels ont présenté la plus grande part (53,1 %) de toutes les nouvelles demandes de prestations d’assurance-emploi régulières, suivis des prestataires fréquents (23,6 %) et des travailleurs de longue date (23,3 %). Comme le montre le graphique 14, la proportion des demandes de prestations régulières provenant des travailleurs de longue date a diminué de 2,3 points de pourcentage en -, alors que la proportion de prestataires occasionnels et de prestataires fréquents a augmenté de 1,3 point de pourcentage et de 1,0 point de pourcentage respectivement.

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- - - - - -
Prestataires fréquents 22,2 % 17,8 % 18,6 % 22,1 % 22,6 % 23,6 %
Prestataires occasionnels 51,7 % 50,6 % 51,4 % 53,9 % 51,8 % 53,1 %
Travailleurs de longue date 26,2 % 31,6 % 30,0 % 24,0 % 25,6 % 23,3 %

Notez que les nouvelles catégories de prestataires qui ont été mises en œuvre en janvier 2013 dans le cadre de l’Initiative Jumeler les Canadiens et les Canadiennes aux emplois disponibles. Le répatition des prestations de l’Assurance-emploi régulières par catégorie de prestataires pour l’année financière 2011/12 et les années précédentes a été estimée en examinant l’historique des prestations d’assurance-emploi par semaine de bénéfices payées et par cotisations à l’assurance-emploi.

La composition des demandeurs de prestations d’assurance-emploi régulières variait d’une province à l’autre. Comme le montre le graphique 15, les provinces de l’Atlantique comptaient une proportion plus importante de prestataires fréquents et une proportion plus faible de travailleurs de longue date, comparativement aux autres provinces. Par exemple, en -, les prestataires fréquents représentaient 49,2 % des demandeurs de prestations régulières dans les provinces de l’Atlantique, alors qu’au Québec, en Ontario et dans les provinces de l’Ouest, les proportions étaient de 27,8 %, de 13,1 % et de 13,1 %, respectivement. La forte proportion de prestataires fréquents dans les provinces de l’Atlantique est associée à une plus grande proportion d’emplois dans les industries saisonnières comme la pêche, la foresterie, l’agriculture et le tourisme.

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Prestataires fréquents Prestataires occasionnels Travailleurs de longue date
T.-N.-L. 58,3 % 33,6 % 8,1 %
Î.-P.-E. 57,7 % 33,2 % 9,1 %
N.-É. 41,4 % 43,6 % 15,0 %
N.-B. 46,2 % 40,8 % 13,0 %
Qc 27,8 % 50,4 % 21,8 %
Ont. 13,1 % 58,7 % 28,3 %
Man. 14,3 % 60,7 % 25,0 %
Sask. 17,6 % 59,7 % 22,7 %
Alb. 8,9 % 59,2 % 31,9 %
C.-B. 14,4 % 59,9 % 25,7 %

1.6 Prestations d’assurance-emploi régulières, selon le niveau de scolarité

Comme on l’a vu au chapitre 1, les personnes qui ont un niveau de scolarité plus élevé tendent à obtenir de meilleurs résultats sur le marché du travail que celles qui sont moins instruites. Le graphique 16 compare la répartition des salariés selon la scolarité exigée par leur profession avec la répartition des demandeurs de prestations régulières, selon le niveau de scolarité atteint en -.

Les personnes qui occupaient un emploi ne nécessitant pas un diplôme d’études secondaires représentaient 13,0 % des salariés, mais 20,7 % de tous les demandeurs de prestations régulières. Toutefois, les personnes dont l’emploi exigeait un grade universitaire représentaient 19,3 % des salariés, mais seulement 8,0 % des prestataires réguliers. Comme on l’a vu dans les rapports précédents, la relation inverse entre le niveau de scolarité et le recours aux prestations régulières est demeurée constante au fil du temps.

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Aucun diplôme d’études secondaires Secondaire Collège/technique Université Gestion
Salariés 13,0 % 23,7 % 35,3 % 19,3 % 8,6 %
Demandeurs de prestations régulières 20,7 % 33,4 % 33,1 % 8,0 % 4,8 %

2. Couverture des prestations d’assurance-emploi régulières

La définition de la couverture du régime d’assurance-emploi s’apparente à celle des autres régimes d’assurance. Par conséquent, les particuliers sont considérés comme étant couverts par le régime d’assurance-emploi s’ils ont versé des cotisations au cours des 12 derniers mois.

Selon l’Enquête sur la couverture de l’assurance-emploi (ECAE) Note de bas de page 35 , il y avait 1 310 000 chômeurs au Canada (représentés par C dans le graphique 17) en Note de bas de page 36 . Il s’agit d’une baisse de 2,6 % par rapport aux 1 345 000 chômeurs recensés en , qui s’explique principalement par l’amélioration de la conjoncture économique en , comme on l’a vu au chapitre 1.

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Graphique 17 - Du chômage à l'éligibilité, Canada, 2012
Chômeurs 1 310 000
Chômeurs qui ont contribué à l'a.-e. 808 400
Non cotisants a l'a.-e 501 600
Emploi assurable et cessation d'emploi valide 628 800
Emploi assurable et cessation d'emploi non valide 179 500
Éligibles, c.-à-d. qui ont accumulé suffisamment d'heures assurables 515 100
N'ont pas accumulé suffisamment d'heures 113 700
Touchent des prestations régulières 338 900
N'ont pas touché de prestations régulières 176 200
Prestataires réguliers 509 000

Selon l’ECAE de , 808 000 des 1 310 000 chômeurs avaient contribué à l’assurance-emploi au cours des 12 mois précédant leur période de chômage. Regroupés, ils représentaient 61,7 % de tous les chômeurs (représentés par CC/C dans le graphique 17).

Les personnes n’ayant pas versé de cotisations à l’assurance-emploi (ou les non-cotisants à l’assurance-emploi) comprenaient les travailleurs indépendants Note de bas de page 37 , les personnes ayant été en chômage pendant plus de 12 mois et les personnes n’ayant jamais travaillé. Comme le montre le tableau 6, les travailleurs indépendants représentaient 4,4 % de la population totale en chômage en , alors que les personnes ayant été en chômage pendant plus de 12 mois et celles qui n’avaient jamais travaillé représentaient 33,9 % de tous les chômeurs. Ensemble, ils représentaient 38,3 % (501 600) de l’ensemble des chômeurs.

Tableau 6 : Cotisants à l’assurance-emploi en chômage et non-cotisants, Canada, à
Cotisants à l’assurance-emploi 61,7 % 64,5 % 64,7 % 70,3 % 70,1 % 70,0 %
Non-cotisants à l’assurance-emploi 38,3 % 35,5 % 35,3 % 29,7 % 29,9 % 30,0 %
… n’ont pas travaillé au cours des 12 derniers mois ou n’ont jamais travaillé 33,9 % 32,2 % 32,3 % 24,8 % 25,5 % 24,8 %
… n’ont pas occupé récemment d’emploi assurable (certains travailleurs indépendants) 4,4 % 3,4 % 3,0 % 4,9 % 4,4 % 5,2 %

La proportion plus élevée de non-cotisants au régime s’explique par la hausse du nombre de chômeurs de longue date au cours des trois dernières années, qui est attribuable à la situation difficile du marché du travail qui a perduré dans certaines industries à la suite de la récession de la fin des années . Par exemple, 33,9 % des chômeurs en n’avaient pas travaillé pendant plus de 12 mois ou n’avaient jamais travaillé, comparativement à 32,2 % en , à 32,3 % en et à 24,8 % en .

2.1 Couverture des prestations d’assurance-emploi régulières, selon la province

Le taux de couverture pour la proportion de chômeurs ayant cotisé à l’assurance-emploi variait d’une province à l’autre, allant de 80,0 % dans les provinces de l’Atlantique Note de bas de page 38 à 65,1 % au Québec, et de 62,9 % dans les provinces de l’Ouest Note de bas de page 39 à 55,0 % en Ontario. Les différences dans la composition de la population de chômeurs permettent d’expliquer les variations dans les taux de couverture d’une province à l’autre. Comme l’indique le tableau 7, en , l’Ontario comptait la plus forte proportion de chômeurs n’ayant pas cotisé au régime (45,0 %), et les provinces de l’Atlantique, la plus faible (20,0 %). En Ontario, en particulier, une forte proportion de chômeurs avaient été en chômage pendant plus de 12 mois (28,0 %); une part importante de personnes n’avaient jamais travaillé (11,9 %); et 5,1 % des travailleurs n’avaient pas payé de cotisations en raison de la nature de leur emploi, comme les travailleurs indépendants.

Tableau 7 : Cotisants à l’assurance-emploi en chômage et non-cotisants, selon la province,
Atlantique Québec Ontario Ouest
Cotisants à l’assurance-emploi 80,0 % 65,1 % 55,0 % 62,9 %
Non-cotisants à l’assurance-emploi 20,0 % 34,9 % 45,0 % 37,1 %
… n’ont pas occupé récemment d’emploi assurable (p. ex., certains travailleurs indépendants) 1,9 % 2,5 % 5,1 % 6,0 %
… n’ont pas travaillé pendant plus de 12 mois 13,3 % 25,6 % 28,0 % 22,1 %
… n’ont jamais travaillé 4,8 % 6,8 % 11,9 % 9,0 %

3. Éligibilité aux prestations d’assurance-emploi régulières

Pour être éligibles aux prestations régulières, les particuliers doivent d’abord être couverts par le régime d’assurance-emploi en ayant versé des cotisations au cours des 12 mois qui ont précédé le début de leur période de chômage. Ils doivent en outre avoir connu une ou des cessations d’emploi récentes valides, et avoir accumulé suffisamment d’heures de travail assurables avant la ou les cessations d’emploi.

3.1 Éligibilité aux prestations d’assurance-emploi régulières parmi les chômeurs

Selon l’ECAE de , parmi la population des chômeurs, 629 000 personnes avaient connu une cessation d’emploi valide répondant aux critères du régime d’assurance-emploi, de sorte qu’elles pouvaient être éligibles à l’assurance-emploi (population qui pouvait être éligible, CE dans le graphique 17). Ces personnes représentaient 48,0 % de la population des chômeurs en (dans le graphique 18).

Parmi le reste des chômeurs (52,0 %), certains n’avaient pas versé de cotisations au régime d’assurance-emploi au cours des 12 mois précédents (38,3 % des chômeurs), comme on l’a vu dans la section précédente. Toutefois, on dénombrait aussi 180 000 chômeurs dont la cessation d’emploi ne répondait pas aux critères du régime d’assurance-emploi (13,7 % des chômeurs). Il s’agissait notamment de chômeurs qui avaient démissionné sans motif acceptable Note de bas de page 40 (8,0 % des chômeurs) et de personnes qui avaient démissionné pour retourner aux études et qui n’étaient pas admissibles (5,7 % des chômeurs).

Montrer le tableau de données
Total de la population des chômeurs 1,310,000
Emploi assurable et cessation d'emploi valide 180 000 (13,7 %)
Non cotisants 501 000 (38,3 %)
Cotisants dont la cessation d'emploi répondait aux critères de l'a.-e 629 000 (48,0 %)
Éligibles : suffisamment d'heures de travail assurables 515 000 (81,9 %)
Non éligibles : heures de travail assurables insuffisantes 114 000 (18,1 %)

Parmi les 48,0 % (629 000) de chômeurs qui avaient versé des cotisations d’assurance-emploi récemment et dont la cessation d’emploi récente était admissible en vertu du régime d’assurance-emploi, 81,9 % étaient éligibles aux prestations régulières Note de bas de page 41 en (dans le graphique 17, E/CE), soit un total de 515 000 personnes (E dans le graphique 17). Ce taux d’éligibilité a augmenté de 3,5 points de pourcentage par rapport à la proportion de 78,4 % en et il est revenu aux niveaux d’avant la récession, c’est-à-dire 82,3 % en et 82,7 % en .

Les 18,1 % (114 000) restants de la population des chômeurs qui avaient cotisé à l’assurance-emploi et dont la cessation d’emploi était valide (soit 8,7 % des chômeurs) n’avaient pas accumulé suffisamment d’heures assurables pour avoir droit à des prestations d’assurance-emploi. Cette proportion a décliné de 3,5 points de pourcentage en , alors qu’elle était de 21,6 % (150 100) en .

3.2 Éligibilité à l’assurance-emploi selon le cycle économique

En général, le taux d’éligibilité augmente au début d’une récession économique, puisque le bassin de chômeurs compte alors une proportion accrue de nouveaux chômeurs ayant des périodes d’emploi ininterrompues et relativement longues. Ces travailleurs auraient accumulé suffisamment d’heures assurables pour être admissibles aux prestations d’assurance-emploi. Le taux d’éligibilité change aussi lorsque le marché du travail subit des changements structurels. Lorsque le groupe des salariés est constitué d’une plus grande proportion de travailleurs à temps plein (et d’une plus faible proportion d’employés à temps partiel), l’incidence d’être éligible à l’assurance-emploi s’accroît partout au pays. Cette situation s’explique par le fait que les travailleurs à temps plein sont plus susceptibles d’avoir accumulé suffisamment d’heures assurables, ce qui les rend plus susceptibles d’avoir droit aux prestations régulières.

En , le taux national d’éligibilité a augmenté, passant de 82,1 % en à 86,2 %. Cette hausse est attribuable au changement dans la composition des chômeurs cotisant à l’assurance-emploi. Une proportion plus élevée qu’à l’habitude de cotisants en chômage qui occupaient auparavant un emploi permanent à temps plein a été observée en . Comme le montre le tableau 8, la proportion de ces chômeurs qui étaient susceptibles d’être éligible à l’assurance-emploi a brusquement augmenté au cours de la récession, passant de 58,0 % en à 63,0 % en . Comme ces travailleurs avaient le plus souvent accumulé suffisamment d’heures assurables, ils étaient plus susceptibles d’être éligibles aux prestations d’assurance-emploi régulières.

Tableau 8 : Taux d’éligibilité et répartition de la population qui pouvait être éligible à l’assurance-emploi, selon les caractéristiques de l’emploi précédent, à
Taux d’éligibilité 81,9 % 78,4 % 83,9 % 86,2 % 82,1 %
Taux de chômage 7,2 % 7,5 % 8,0 % 8,3 % 6,1 %
Proportion de la population qui pouvait être éligible à l’assurance-emploi
… ont occupé un emploi permanent 338 176 356 700 424 686 539 941 332 120
53,8 % 51,3 % 57,0 % 63,0 % 58,0 %
… ont occupé un emploi non permanent et non saisonnier 171 529 195 471 183 891 169 597 122 391
27,3 % 28,1 % 24,7 % 19,8 % 21,4 %

Au cours de la reprise, le taux d’éligibilité à l’assurance-emploi a diminué, passant de 83,9 % en à 78,4 % en , pour ensuite augmenter à 81,9 % en . Les changements observés dans le taux d’éligibilité étaient une fois de plus attribuables au changement dans la composition du marché du travail.

Entre et , la composition des chômeurs ayant cotisé à l’assurance-emploi a changé, puisque le nombre de travailleurs ayant occupé un emploi temporaire non saisonnier a augmenté et que la proportion de travailleurs ayant occupé un emploi permanent était plus faible. Ce changement dans la composition des cotisants à l’assurance-emploi qui connaissaient une période de chômage a entraîné une baisse du taux d’éligibilité.

Toutefois, la composition des chômeurs ayant cotisé à l’assurance-emploi s’est renversée en . La proportion de personnes ayant occupé un emploi temporaire et non saisonnier a chuté, tandis que la proportion des personnes ayant occupé un emploi permanent a augmenté.

Comme le montre le tableau 8 la proportion de travailleurs temporaires non saisonniers a légèrement diminué; en , ils comptaient pour 28,1 % de la population qui était susceptible d’être éligible à l’assurance-emploi, par rapport à 27,3 % en . Ces travailleurs étaient moins susceptibles d’avoir accumulé suffisamment d’heures assurables pour avoir droit à l’assurance-emploi et, par conséquent, il était moins probable qu’ils soient éligibles aux prestations d’assurance-emploi régulières. Le taux d’éligibilité à l’assurance-emploi pour ce groupe a augmenté pour atteindre 69,8 % en , alors qu’il était de 60,0 % en 2011 et de 64,7 % en .

Par ailleurs, en , les personnes ayant occupé un emploi permanent comptaient pour 53,8 % de la population qui pouvait être éligible à l’assurance-emploi, une proportion supérieure à celle de 51,3 % en . Ces travailleurs étaient plus susceptibles d’avoir accumulé suffisamment d’heures assurables pour avoir droit à l’assurance-emploi et, par conséquent, il était plus probable qu’ils soient admissibles aux prestations d’assurance-emploi régulières, avec un taux d’éligibilité de 89,9 % en (tableau 9).

De plus, le changement dans la durée moyenne de l’emploi a également contribué aux modifications du taux d’éligibilité. En , les travailleurs d’âge moyen qui occupaient un poste temporaire non saisonnier ont enregistré une baisse du nombre moyen d’heures travaillées, qui est passé de 840 heures en à 640 heures en , mais qui a grimpé à 880 heures en . Le nombre d’heures assurables travaillées est la seule mesure prise en compte pour déterminer l’éligibilité d’un chômeur aux prestations d’assurance-emploi régulières. Ainsi, le taux d’éligibilité à l’assurance-emploi de ces travailleurs est passé de 64,7 % en à 60,0 % en , pour ensuite remonter à 69,8 % en .

Une étude récente Note de bas de page 42 basée sur l’Enquête canadienne par panel sur l’interruption d’emploi (ECPIE) a révélé que la probabilité d’être éligible aux prestations d’assurance-emploi régulières est influencée par le régime de travail. L’étude a permis de constater que cette probabilité est plus élevée chez les personnes qui occupaient un emploi permanent à temps plein avant de connaître une cessation d’emploi, et moins élevée chez les travailleurs non saisonniers ayant occupé un emploi temporaire.

Tableau 9 : Sommaire des taux d’éligibilité à l’assurance-emploi (ratio E/CE)
(%) (%) (%) (%) (%) (%)
Taux d’éligibilité (ratio E/CE) Note de bas de page 43 81,9 78,4 83,9 86,2 82,2 82,3
… des personnes qui avaient travaillé à temps plein 91,9 88,5 90,3 91,2 91,1 90,0
… des personnes qui avaient travaillé à temps partiel 40,0 33,4 46,4 49,5 35,8 33,6
… des personnes qui avaient travaillé à temps plein et à temps partiel 73,9 67,4 76,7 83,9 70,0 81,0
… des personnes qui avaient occupé un emploi permanent 89,9 87,2 92,4 92,2 87,6 87,8
… des personnes qui avaient occupé un emploi permanent à temps plein 94,6 91,2 94,5 94,3 92,7 91,1
… des personnes qui avaient occupé un emploi permanent à temps partiel 65,2 54,9 74,4 68,8 47,7 56,3
… des personnes qui avaient occupé un emploi temporaire 72,2 68,3 72,3 75,3 73,5 74,1
… des personnes qui avaient occupé un emploi temporaire saisonnier 75,6 81,2 83,6 81,4 85,0 84,4
… des personnes qui avaient occupé un emploi temporaire saisonnier 69,8 60,0 64,7 70,5 63,8 65,2

3.3 Éligibilité des chômeurs à l’assurance-emploi, selon la province

Les taux d’éligibilité ont fluctué au pays en , depuis des creux de 69,4 % en Alberta et de 79,7 % en Ontario jusqu’à un sommet de 93,5 % à Terre-Neuve-et-Labrador. Comparativement aux données de l’ECAE de le taux d’éligibilité à l’assurance-emploi a augmenté dans sept des dix provinces, alors qu’il est demeuré relativement stable à Terre-Neuve-et-Labrador et à l’Île-du-Prince-Édouard (voir le graphique 19). Les plus importantes hausses ont été enregistrées au Nouveau-Brunswick (+4,5 points de pourcentage), en Ontario (+5,4 points de pourcentage), au Québec (+4,3 points de pourcentage), au Manitoba (+8,5 points de pourcentage) et en Colombie-Britannique (+5,9 points de pourcentage). Bien qu’une diminution de 8,8 points de pourcentage ait été observée en Alberta, cette baisse a probablement été surestimée pour des raisons statistiques. En raison de sa conjoncture économique très favorable, le nombre de travailleurs qui pourraient devoir recourir à l’assurance-emploi dans cette province est relativement faible. Ainsi, la petite taille du sous-échantillon ayant servi à estimer le taux d’éligibilité en Alberta a donc entraîné un haut coefficient de variation Note de bas de page 44 . Par conséquent, la baisse du taux d’éligibilité observée en Alberta entre et a probablement été surévaluée.

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Graphique 19: Taux d'éligibilité, Canada et provinces, 2011 et 2012
Année Taux d'éligibilité
Canada 2011 78,4 %
2012 81,9 %
C.-B. 2011 80,5 %
2012 86,4 %
Alb. 2011 78,2 %
2012 69,4 %
Sask. 2011 83,8 %
2012 81,2 %
Man. 2011 73,5 %
2012 82,0 %
Ont. 2011 74,3 %
2012 79,7 %
Qc. 2011 76,9 %
2012 81,2 %
N.-B. 2011 87,9 %
2012 92,4 %
N.-É. 2011 91,6 %
2012 88,5 %
Î.-P.-É. 2011 91,0 %
2012 92,8 %
T.-N.-L. 2011 93,3 %
2012 93,5 %

3.4 Éligibilité des chômeurs à l’assurance-emploi, selon le sexe et l’âge

En , le taux d’éligibilité à l’assurance-emploi a augmenté pour tous les groupes démographiques (voir le tableau 10). Plus précisément, il a augmenté chez les femmes, passant de 79,0 % en à 81,9 % en , ainsi que chez les hommes, passant de 77,0 % à 81,9 %. Comme il a été mentionné dans les Rapports de contrôle et d’évaluation antérieurs, les écarts du taux d’éligibilité entre les sexes reflètent les différentes caractéristiques d’emploi entre les hommes et les femmes. Une plus grande proportion d’hommes que de femmes occupent des emplois à temps plein ou des emplois permanents, et les femmes tendent à être surreprésentées dans le groupe des travailleurs à temps partiel ou temporaires. Une étude récente Note de bas de page 45 a révélé que les écarts du taux d’éligibilité entre les sexes s’expliquent aussi par le fait qu’une plus grande proportion de femmes n’ont pas de cessations d’emploi valides.

En , le taux d’éligibilité à l’assurance-emploi était plus faible chez les jeunes âgés de 15 à 24 ans (45,2 %) que chez les travailleurs âgés de 25 ans et plus (87,9 %). L’étude mentionnée ci-dessus a conclu que le faible taux d’éligibilité chez les jeunes peut être associé à deux facteurs : de nombreux jeunes quittent leur emploi pour retourner aux études et ils n’accumulent pas suffisamment d’heures assurables pour avoir droit aux prestations d’assurance-emploi régulières.

Tableau 10 : Sommaire des taux d’éligibilité à l’assurance-emploi (ratio E/CE)
(%) (%) (%) (%) (%) (%)
Taux d’éligibilité à l’assurance-emploi (ratio E/CE) 81,9 78,4 83,9 86,2 82,2 82,3
… des femmes 81,9 79,0 80,7 84,3 81,6 87,6
… des hommes 81,9 77,0 84,4 84,3 77,8, 81,0
… des jeunes chômeurs (15 à 24 ans) 45,2 42,1 48,4 62,8 51,9 45,9
… des chômeurs adultes (25 ans et plus) 87,9 85,1 89,6 90,5 89,1 89,4
… des femmes adultes en chômage 87,2 82,0 89,6 88,3 86,4 87,7
… des hommes adultes en chômage 88,3 87,4 89,5 91,8 90,6 90,4

3.5 Éligibilité des salariés aux prestations d’assurance-emploi régulières

Une étude d’évaluation fondée sur l’Enquête sur la population active (EPA) Note de bas de page 46 , a estimé la proportion de salariés qui auraient accumulé suffisamment d’heures assurables au cours de la période de référence pour satisfaire aux normes d’admissibilité régionales de l’assurance-emploi (entre 420 et 700 heures dans la plupart des cas, et 910 heures dans le cas des personnes qui deviennent ou redeviennent membres de la population active [DEREMPA]) Note de bas de page 47 , si tous les travailleurs avaient été mis à pied au cours de l’année à l’étude.

D’après les simulations fondées sur l’EPA, 87,2 % des salariés auraient été éligibles aux prestations régulières en s’ils avaient perdu leur emploi Note de bas de page 48 .

Les simulations fondées sur l’EPA tendent aussi à démontrer que la proportion de chômeurs ayant accumulé suffisamment d’heures pour présenter une demande de prestations régulières variait légèrement au pays, allant de 89,1 % dans la région de l’Atlantique à 85,3 % en Colombie-Britannique (voir le graphique 20). Les taux d’éligibilité dans les provinces atlantiques (89,1 %), en Ontario (88,1 %) et au Québec (87,5 %) étaient supérieurs à la moyenne nationale, alors qu’ils étaient en dessous de la moyenne nationale dans les Prairies (85,8 %) et en Colombie-Britannique (85,3 %).

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Province/région Taux d’éligibilité
Atlantic 89,1
Québec 87,5
Ontario 88,1
Prairie 85,8
Colombie-Britannique 85,3
Moyenne nationale 87,2

En , le taux d’éligibilité aux prestations régulières était plus faible chez les femmes (85,8 %) que chez les hommes (88,6 %), principalement parce que les femmes étaient plus susceptibles de travailler à temps partiel et d’être des DEREMPA. Toutefois, parmi les personnes qui occupaient un emploi à temps plein, les femmes affichaient un taux d’éligibilité légèrement supérieur à celui des hommes (93,8 % par rapport à 92,9 %).

Les hommes et les femmes qui travaillaient à temps partiel (50,5 % et 60,6 %, respectivement) ainsi que les jeunes travailleurs de 17 à 24 ans (60,8 %) affichaient les taux d’éligibilité aux prestations régulières les plus faibles en . Le faible taux d’éligibilité des travailleurs à temps partiel vient du fait qu’ils accumulent moins d’heures de travail que les travailleurs à temps plein. De plus, les jeunes et les travailleurs à temps partiel sont plus susceptibles d’être considérés comme des DEREMPA que les personnes plus âgées qui travaillent à temps plein.

4. Accessibilité aux prestations d’assurance-emploi régulières

Bien que l’analyse qui précède porte surtout sur l’éligibilité à l’assurance-emploi, il est également possible de mesurer le niveau d’accès aux prestations d’assurance-emploi régulières des chômeurs dont la cessation d’emploi était valide. Ce ratio est calculé en divisant le nombre de chômeurs qui ont touché des prestations régulières au cours de la semaine de référence de l’ECAE par le nombre de chômeurs dont la cessation d’emploi récente répondait aux critères d’éligibilité du régime d’assurance-emploi (T/CE dans le graphique 17). Le ratio T/CE est jugé plus pertinent que les autres mesures de l’accessibilité, car il tient compte uniquement des chômeurs qui font partie des clients visés par l’assurance-emploi.

L’accès aux prestations régulières (T/CE) peut différer de l’éligibilité pour diverses raisons. Par exemple, les personnes éligibles peuvent décider de ne pas présenter de demande d’assurance-emploi, ou encore présenter une demande, puis décider de ne pas toucher de prestations. En , parmi les chômeurs dont la cessation d’emploi récente répondait aux critères de l’assurance-emploi, une moyenne de 53,9 % a touché des prestations régulières au cours de la semaine de référence, par rapport à 55,1 % en et à 62,7 % en .

À l’instar du taux d’éligibilité, l’accessibilité aux prestations régulières de l’assurance-emploi (T/CE) varie selon le profil démographique, le marché du travail et la province. En , le ratio T/CE des femmes (54,1 %) était légèrement supérieur à celui des hommes (53,7 %), puisque les femmes ont connu une croissance relativement forte du ratio d’accessibilité au cours des deux dernières années. En , les jeunes (15 à 24 ans) et les travailleurs à temps partiel affichaient les ratios d’accessibilité les plus faibles (22,1 % et 19,0 %, respectivement), surtout lorsqu’on les compare à ceux des adultes de 25 ans et plus (59,1 %) et des travailleurs à temps plein (62,2 %).

En , le taux d’accessibilité à l’assurance-emploi variait entre 30,7 % en Alberta et 73,8 % dans les provinces de l’Atlantique. Le ratio de l’Alberta est celui ayant connu le plus important changement en passant de 52,2 % en à 30,7 % en .

Une autre mesure, le ratio prestataires-chômeurs (P divisé par C), est souvent utilisée comme indicateur de l’accessibilité au régime d’assurance-emploi. Le ratio P/C a pour avantage la simplicité et la disponibilité de données historiques, mais il comporte toutefois un certain nombre de limites. Premièrement, son dénominateur (tous les chômeurs) englobe beaucoup de personnes qui ne répondent pas aux critères du régime d’assurance-emploi, comme celles qui sont retournées aux études, qui n’ont pas payé de cotisations pendant les 12 derniers mois ou qui ont quitté leur emploi sans motif valable. Deuxièmement, son numérateur (tous les prestataires réguliers pendant la semaine de référence) comprend des prestataires qui ne sont pas en chômage, comme les personnes qui ont touché à la fois des prestations et un revenu au cours d’une semaine donnée (on trouvera un complément d’information au sujet de la disposition relative au travail pendant une période de prestations dans la section 5 du présent chapitre). Troisièmement, le numérateur et le dénominateur du ratio P/C ne proviennent pas de la même source, car le numérateur repose sur les statistiques mensuelles relatives à l’assurance-emploi publiées par Statistique Canada, et le dénominateur, sur l’Enquête sur la population active de Statistique Canada. Le ratio T/CE demeure une mesure plus appropriée de l’accès à l’assurance-emploi que le ratio P/C.

Montrer le tableau de données
Personnes ayant touché des prestations régulières-population pouvant être éligible à l’a.-e. (T/CE) 57,3 % 57,5 % 58,3 % 57,0 % 54,6 % 54,1 % 59,7 % 62,7 % 55,1 % 53,9 %
Prestataires réguliers-chômeurs (P/C) 44,5 % 43,6 % 44,4 % 45,9 % 44,2 % 43,6 % 49,0 % 46,4 % 41,3 % 38,8 %
Prestataires réguliers-cotisants à l’a.-e. (P/CC) 62,7 % 63,6 % 64,8 % 67,5 % 63,2 % 62,2 % 69,7 % 71,7 % 64,1 % 62,9 %

En , le ratio P/C se situait à 38,8 %, une diminution comparativement à 41,3 % en . Ce recul s’explique par le fait que le nombre de prestataires réguliers a diminué davantage que le nombre total de chômeurs. Par exemple, de à , le nombre de prestataires a diminué de 8,4 %, alors que le nombre total de chômeurs a diminué de 2,6 %. De plus, la fin des mesures temporaires de l’assurance-emploi contenues dans le Plan d’action économique est un autre facteur expliquant le récent déclin du ratio P/C.

Différents facteurs ont contribué à la baisse de 8,4 % du nombre de prestataires, notamment la proportion accrue de chômeurs de longue date par rapport à l’ensemble des chômeurs. Ces chômeurs de longue date n’ont pas cotisé à l’assurance-emploi au cours de la dernière année, de sorte qu’ils ne sont pas couverts par le régime d’assurance-emploi. Selon l’ECAE, en , la proportion de chômeurs n’ayant pas cotisé à l’assurance-emploi au cours de l’année précédente, par rapport à l’ensemble des chômeurs, s’est accrue pour passer de 32,2 % en à 33,9 % en .

Une troisième mesure, soit le ratio P/CC, est une modification du ratio P/C où le nombre total de chômeurs est remplacé par le nombre de chômeurs ayant cotisé à l’assurance-emploi au cours des 12 mois précédents. Le ratio P/CC constitue une légère amélioration par rapport au ratio P/C, en ce sens que son dénominateur ne comprend que les personnes ayant cotisé au régime. Toutefois, le dénominateur comprend toujours des personnes dont la cessation d’emploi n’était pas valide en vertu du régime d’assurance-emploi (p. ex., les personnes ayant quitté leur emploi pour retourner aux études ou celles qui l’ont quitté sans motif valable). Ce ratio souffre des mêmes lacunes que le ratio P/C en ce qui a trait au numérateur. Le ratio T/CE demeure donc la mesure la plus exacte de l’accessibilité à l’assurance-emploi.

En , le ratio P/CC était de 62,9 %, par rapport à 64,1 % en . Cette baisse est attribuable à la chute du nombre de prestataires (-8,4 %), qui a dépassé la diminution du nombre de chômeurayant cotisé à l’assurance-emploi (-6,7 %) en .

5. Niveau des prestations d’assurance-emploi régulières

En vertu de la Loi sur l’assurance-emploi, la méthode utilisée pour déterminer le maximum de la rémunération assurable (MRA) Note de bas de page 49 aux fins de l’assurance-emploi reflète l’ancienne rémunération hebdomadaire moyenne Note de bas de page 50 . Le MRA s’établissait à 44 200 $ en , à 45 900 $ en et à 47 400 $ en . Ainsi, la prestation hebdomadaire maximale était de 468 $ en , de 485 $ en et de 501 $ en . La proportion de prestataires réguliers qui ont reçu la prestation hebdomadaire maximale a augmenté légèrement, passant de 41,3 % en - à 41,6 % en -. Il s’agit de la deuxième année consécutive que la proportion de prestataires réguliers touchant la prestation maximale augmente, ce qui renverse les baisses enregistrées pendant deux ans, soit en - et en -, qui étaient attribuables aux effets de la récession de la fin des années sur l’attachement au marché du travail et à une croissance plus faible de la rémunération moyenne.

Le recours antérieur aux prestations a une incidence sur la probabilité qu’un prestataire reçoive la prestation hebdomadaire maximale. En -, 55,3 % des travailleurs de longue date et 46,3 % des prestataires fréquents qui ont présenté une demande de prestations d’assurance-emploi avaient droit à la prestation hebdomadaire maximale, par opposition à seulement 33,5 % des prestataires occasionnels.

Les demandeurs de prestations régulières avaient droit à une prestation hebdomadaire moyenne de 396 $ en -, ce qui représente une hausse de 3,3 % par rapport au montant de 384 $ en -. En s’appuyant sur les catégories de demandeurs de prestations d’assurance-emploi, les travailleurs de longue date avaient droit à une prestation régulière hebdomadaire moyenne de 429 $ en -, et les prestataires fréquents, à une prestation hebdomadaire moyenne de 412 $. En revanche, les prestataires occasionnels ont touché une prestation hebdomadaire moyenne de 375 $.

En moyenne, les hommes avaient droit à une prestation régulière hebdomadaire de 422 $, et les femmes, à 358 $, pour les demandes présentées en -. Bien que la différence dans le montant des prestations régulières hebdomadaires moyennes reflète l’écart entre les gains des hommes et des femmes, le fait que le taux hebdomadaire des prestations régulières chez les femmes tend généralement à augmenter de façon marquée signifie que l’écart se referme progressivement. En -, le montant hebdomadaire des prestations régulières moyennes chez les femmes correspondait à 84,8 % de celui des hommes, comparativement à 71,1 % en -.

Par le passé, la prestation hebdomadaire moyenne a augmenté chaque année dans le cas des prestations régulières. Cependant, le taux de croissance a fluctué ces dernières années, ce qui s’explique en partie par les effets de la récession de la fin des années (voir le graphique 22). Le montant moyen des prestations régulières hebdomadaires a augmenté de 4,9 % en -, mais de seulement 0,8 % en - et de 1,1 % en -, en raison de la plus faible croissance de la rémunération moyenne et du MRA en (+2,1 %) et (+2,3 %), comparativement à (+2,9 %). Le taux de croissance est revenu à son niveau d’avant la récession seulement en -, avec une augmentation de 3,5 % de la prestation régulière hebdomadaire moyenne par rapport à l’exercice précédent. En -, le taux de croissance est demeuré stable, avec une hausse de 3,1 % par rapport à l’exercice précédent.

Montrer le tableau de données
Hommes Femmes Les deux sexes
- 326 $ 251 $ 297 $
- 333 $ 260 $ 305 $
- 337 $ 267 $ 309 $
- 340 $ 271 $ 312 $
- 343 $b 276 $ 315 $
- 351 $ 285 $ 324 $
- 360 $ 298 $ 335 $
- 373 $ 310 $ 347 $
- 387 $ 324 $ 364 $
- 390 $ 330 $ 367 $
- 395 $ 333 $ 371 $
- 408 $ 347 $ 384 $
- 422 $ 358 $ 396 $

Le taux de remplacement réel, qui correspond à la proportion réelle des gains remplacés par les prestations d’assurance-emploi régulières, donne une meilleure idée du niveau de soutien que fournissent les prestations. Le régime d’assurance-emploi vise à remplacer 55 % des gains tirés du dernier emploi jusqu’à ce que le seuil du MRA soit atteint.

Une étude Note de bas de page 51 , qui s’appuie sur les données de l’ECAE et sur celles de l’Enquête sur la dynamique du travail et du revenu (EDTR), a révélé qu’entre et , le taux moyen de remplacement réel était de 48 % (selon l’ECAE) et de 50 % (selon l’EDTR). L’étude a aussi permis de constater qu’en et en , 62 % des prestataires réguliers ont touché des prestations régulières correspondant à 55 % du revenu d’emploi assurable qu’ils touchaient auparavant.

Cette étude a aussi révélé que, sur une période de 10 ans ( à ), la proportion de prestataires qui ont touché 55 % de leur rémunération antérieure à diminué de façon constante de 1,5 point de pourcentage chaque année. Cette baisse au fil du temps s’explique par le fait que, pendant plusieurs années, le taux de rémunération moyen a augmenté plus rapidement que le MRA. En fait, le MRA a été gelé de à , mais il a augmenté chaque année depuis.

5.1 Disposition relative au travail pendant une période de prestations

La disposition relative au travail pendant une période de prestations vise à encourager l’attachement au marché du travail en permettant aux prestataires d’accepter tout travail disponible pendant qu’ils reçoivent des prestations d’assurance-emploi. En vertu de la Loi sur l’assurance-emploi, la disposition s’applique aux prestations régulières, de pêcheur, parentales et de soignant. Les prestataires peuvent gagner l’équivalent de 25 % de leurs prestations hebdomadaires ou 50 $, selon le montant le plus élevé, sans que leurs prestations hebdomadaires ne soient réduites. Les revenus d’emploi dépassant ce seuil sont déduits intégralement du montant des prestations hebdomadaires. Si la prestation hebdomadaire est réduite à zéro, cette semaine de prestations peut être reportée à un autre moment au cours de la même période d’admissibilité, qui est généralement d’un an à partir du début de la demande.

5.1.1 Projet pilote relatif au travail pendant une période de prestations Note de bas de page 52

Le projet pilote relatif au travail pendant une période de prestations a d’abord été lancé dans 23 régions le , et il s’est poursuivi jusqu’au . Il visait à déterminer si le fait de permettre aux prestataires de gagner un revenu plus élevé pendant qu’ils touchaient des prestations les inciterait à accepter tout travail disponible pendant leur période de prestations. Dans le cadre de ce projet pilote, le montant que les prestataires d’assurance-emploi pouvaient gagner pendant leur période de prestations, sans que leurs prestations ne soient réduites, a été augmenté à 75 $ ou 40 % de leurs prestations hebdomadaires, selon le montant le plus élevé. Les prestataires d’assurance-emploi vivant dans les régions non visées par le projet pilote continuaient d’être assujettis au seuil de rémunération admissible de 50 $ ou 25 % de leurs prestations hebdomadaires, en vertu de la disposition relative au travail pendant une période de prestations contenue dans la Loi sur l’assurance-emploi.

Le projet pilote a été relancé à l’échelle nationale le dans toutes les régions économiques de l’assurance-emploi, et il s’est poursuivi jusqu’au . Un nouveau projet pilote comportant les mêmes paramètres s’est déroulé du jusqu’au , afin d’évaluer l’efficacité du projet pilote au cours d’une période de reprise économique et d’un cycle économique complet.

Les données administratives de l’assurance-emploi indiquent que parmi toutes les demandes d’assurance-emploi présentées en -, 811 200 dénotaient un revenu d’emploi pendant la période de prestations, ce qui représente 42,7 % de toutes les demandes d’assurance-emploi présentées au cours de cette année. Presque tous les prestataires ayant travaillé pendant leur période de prestations (800 990 ou 98,7 %) on touché des prestations régulières. De toutes les demandes de prestations régulières présentées en -, 55,4 % des demandeurs avaient travaillé pendant leur période de prestations. Cette proportion est demeurée relativement stable, à environ 55 % au cours des dernières années, ce qui donne à penser que la probabilité de trouver du travail pendant une période de prestations est relativement élevée. En -, dans les régions où le taux de chômage était de 10 % ou moins, 52,8 % des prestataires réguliers avaient travaillé pendant leur période de prestations, alors que dans les régions où le taux de chômage était d’au moins 10,1 %, 65,4 % des prestataires réguliers avaient fait de même.

En ce qui a trait aux prestations régulières pour -, la proportion de prestataires ayant travaillé pendant une période de prestations était plus élevée dans certaines provinces qu’ailleurs au Canada. Par exemple, de tous les prestataires ayant présenté une demande de prestations d’assurance emploi régulières dans les provinces de l’Atlantique en -, 66,2 % (153 210) avaient travaillé pendant leur période de prestations, tout comme 62,5 % (292 240) des prestataires d’assurance-emploi au Québec. Dans le reste du Canada, 47,5 % (355 540) des prestataires ayant présenté une demande en - avaient travaillé pendant leur période de prestations. De nombreux facteurs peuvent influer sur la probabilité variable selon la région de travailler pendant une période de prestations, comme la disponibilité des emplois à l’échelle régionale, les régimes de travail saisonnier, les particularités des industries et la connaissance de la disposition.

Des 800 990 prestataires réguliers ayant travaillé pendant leur période de prestations en -, 6,8 % d’entre eux ont touché le montant intégral de leurs prestations d’assurance-emploi régulières Note de bas de page 53 ; 22,3 % ont touché des prestations partielles; 22,4 % n’ont pas reçu de prestations et ont reporté leurs semaines admissibles; et près de la moitié (48,5 %) ont touché des prestations réduites dont le montant variait pendant les semaines au cours desquelles ils ont travaillé pendant leur période de prestations, ce qui dénote des changements dans le régime de travail et la rémunération au cours de leur période de prestations. Une étude d’évaluation Note de bas de page 54 fondée sur des données recueillies entre et pour le projet pilote relatif au travail pendant une période de prestations, a révélé que le projet augmentait la probabilité que les personnes touchant des prestations intégrales travaillent pendant leur période de prestations, dans une proportion de 96 % chez les hommes et de 69 % chez les femmes. Toujours selon l’étude, le projet a également augmenté le nombre moyen de semaines de travail effectuées par les hommes et les femmes pendant leur période de prestations, de 0,6 semaine et de 0,7 semaine, respectivement.

Les prestataires réguliers qui ont présenté leur demande en - et qui ont travaillé pendant leur période de prestations, avaient droit à une moyenne de 33,7 semaines de prestations et le nombre moyen de semaines de travail pendant leur période de prestations était de 12,5 semaines. Comparativement à -, les prestataires réguliers ayant travaillé pendant leur période de prestations avaient droit à une moyenne de 36,4 semaines de prestations et ils ont travaillé pendant 12,8 semaines en moyenne. L’étude mentionnée ci-dessus indiquait également que le projet pilote relatif au travail pendant une période de prestations a réduit le nombre moyen de semaines de prestations, de 1,2 semaine chez les hommes et de 1,5 semaine chez les femmes.

5.1.2 Nouveau projet pilote relatif au travail pendant une période de prestations Note de bas de page 55

Le est la date à laquelle a été lancé le nouveau projet pilote relatif au travail pendant une période de prestations, annoncé dans le Plan d’action économique de . En vertu de ce nouveau projet, les prestations sont réduites de 50 % du revenu d’emploi pendant la période de prestations, à partir du premier dollar gagné, jusqu’à ce que les gains des prestataires atteignent 90 % de la rémunération ayant servi à établir leur taux de prestations. À ce moment-là, les prestations seront réduites d’un montant équivalant à la rémunération reçue jusqu’à ce qu’elles soient réduites à zéro, pour veiller à ce que la somme des gains et des prestations que touchent les prestataires demeure inférieure à la rémunération qu’ils recevraient s’ils travaillaient à temps plein. Après la mise en œuvre du nouveau projet pilote relatif au travail pendant une période de prestations, certains prestataires ont déclaré qu’ils ne parvenaient pas à trouver du travail additionnel au-delà d’un jour par semaine et qu’ils avaient de la difficulté à s’adapter aux règles du nouveau projet pilote. Par conséquent, les prestataires éligibles qui ont touché une rémunération entre le et le et qui étaient visés par les dispositions du projet pilote précédent relatif au travail pendant une période de prestations, pouvaient décider de revenir aux règles de l’ancien projet pilote (qui leur permettaient de gagner 75 $ ou 40 % de leurs prestations hebdomadaires, selon le montant le plus élevé, sans que leurs prestations hebdomadaires ne soient réduites).

C’est pourquoi le Rapport de contrôle et d’évaluation de - englobe les différentes périodes des projets pilotes relatifs au travail pendant une période de prestations, à savoir le projet pilote qui permettait aux prestataires de gagner 75 $ ou 40 % de leurs prestations hebdomadaires, selon le montant le plus élevé, sans que leurs prestations ne soient réduites; le nouveau projet pilote en vertu duquel les prestations sont réduites de 50 % du revenu d’emploi pendant la période de prestations, à partir du premier dollar gagné, jusqu’à ce que les gains des prestataires atteignent 90 % de la rémunération ayant servi à établir leur taux de prestations; et la possibilité de se conformer aux règles appliquées en vertu de l’ancien projet pilote. Ceux qui ont choisi de revenir aux anciennes règles ont pu le faire à compter du . Le , soit environ sept mois après que les prestataires éligibles ont pu se prévaloir des anciennes règles, 11 375 prestataires avaient choisi cette option (75 $ ou 40 %). Au cours de la période allant du au , une moyenne de 1 360 prestataires par semaine ont choisi de se conformer aux règles de l’ancien projet pilote. Le nombre de prestataires qui ont fait ce choix a culminé durant cette période, comme le montre le graphique 23. Depuis, 180 prestataires par semaine, en moyenne, ont opté pour les anciennes règles du projet pilote relatif au travail pendant une période de prestations. Le , 6 % des prestataires qui avaient la possibilité de revenir aux anciennes règles ont choisi de le faire.

Montrer le tableau de données
Date Nombre de personnes ayant choisi

de se prévaloir des anciennes règles
6-Jan-2013 64
13-Jan-2013 647
20-Jan-2013 899
27-Jan-2013 1323
3-Feb-2013 1 520
10-Feb-2013 1 192
17-Feb-2013 545
24-Feb-2013 467
3-Mar-2013 307
10-Mar-2013 340
17-Mar-2013 380
24-Mar-2013 196
31-Mar-2013 172
7-Apr-2013 229
14-Apr-2013 275
21-Apr-2013 213
28-Apr-2013 202
5-Mai-2013 183
12-Mai-2013 240
19-Mai-2013 181
26-Mai-2013 274
2-Juin-2013 290
09-Juin-2013 251
16-Juin-2013 145
23-Juin-2013 123
30-Juin-2013 129
7-Juil-2013 175
14-Juil-2013 149
21-Juil-2013 97
28-Juil-2013 129
4-Aug-2013 114
11-Aug-2013 142
18-Aug-2013 155
25-Aug-2013 79
1-Sept-2013 77
8-Sept-2013 89
15-Sept-2013 133
22-Sept-2013 129
29-Sept-2013 94
06-Oct-2013 123
13-Oct-2013 92
20-Oct-2013 45
27-Oct-2013 45
Nombre de semaines de travail pendant une période de prestations Note de bas de page 56

Puisque différentes règles relatives au travail pendant une période de prestations étaient appliquées au cours de l’exercice -, l’analyse qui suit s’appuie sur des données trimestrielles plutôt qu’annuelles pour évaluer les aspects de leurs répercussions. Le tableau 11 présente une analyse des semaines pour lesquelles des prestataires ont déclaré avoir travaillé pendant leur période de prestations. La première rangée du tableau indique le nombre moyen de semaines travaillées par mois pendant une période de prestations, pour chaque trimestre de - et de -. La deuxième rangée indique les semaines travaillées pendant une période de prestations, exprimées en pourcentage de toutes les semaines; une proportion plus élevée signifie que le nombre de semaines travaillées était supérieur au nombre de semaines de prestations d’assurance-emploi versées. La dernière partie du tableau montre la répartition des semaines travaillées en fonction de la rémunération gagnée par rapport au taux de prestations. Par exemple, au quatrième trimestre de -, 15,6 % des semaines travaillées pendant une période de prestations étaient associées à une rémunération qui variait entre 26 % et 40 % du taux de prestations hebdomadaires.

Tableau 11 : Statistiques trimestrielles relatives aux semaines travaillées pendant une période de prestations[1], pour les exercices - et -
Catégorie de travail pendant une période de prestations - [2],[3] - [1],[2],[3]
T1 T2 T3 T4 T1 T2 T3 T4
Nombre moyen de semaines travaillées pendant une période de prestations, par mois 958 130 837 020 800 823 901 020 900 673 768 367 711 347 731 080
Semaines travaillées pendant une période de prestations, exprimées en pourcentage de toutes les semaines 18,2 16,6 16,4 16,3 18,3 15,9 14,9 13,9
Répartition de la rémunération gagnée pendant une période de prestations, exprimée en pourcentage du taux de prestations
Moins de 25 %[4] 6,3 6,4 6,9 8,5 6,1 5,5 4,9 6,6
26 % à 40 % 10,3 8,8 10,7 15,6 9,8 6,9 5,8 8,1
41 % à 75 % 9,2 8,6 9,6 10,6 8,5 8,2 9,3 10,4
76 % à 100 % 5,3 5,0 5,5 5,2 4,9 5,1 6,2 6,4
76 % à 100 % 5,9 5,3 5,8 5,3 5,4 5,7 6,9 6,9
126 % et plus 63,1 66,0 61,5 54,6 65,3 68,5 66,9 61,6

Source : Données administratives de l’assurance-emploi; comprend les semaines où les prestations d’assurance-emploi ont été traitées au cours du trimestre.

[1] Données fondées sur les semaines de travail pendant une période de prestations, peu importe le moment où la demande a été établie.

[2] Exclut les semaines travaillées pendant une période de prestations pour lesquelles des données relatives au revenu sont manquantes, ce qui représente moins de 1 % des semaines.

[3] Exclut toutes les demandes pour lesquelles les prestataires ont choisi de revenir aux règles de l’ancien projet pilote relatif au travail pendant une période de prestations (75 $ ou 40 %).

[4] Les pourcentages comportant des décimales ont été arrondis à la hausse ou à la baisse. Par exemple, si la rémunération d’un prestataire correspond à 25,3 % du montant de sa prestation d’assurance-emploi dans une semaine donnée, cette semaine sera incluse dans la catégorie moins de 25 %.

Depuis l’entrée en vigueur du nouveau projet pilote relatif au travail pendant une période de prestations, le travail s’est intensifié comparativement à l’ancien projet pilote, ce qui signifie que le nombre moyen de jours travaillés pendant une période de prestations a augmenté. Comme l’indique le tableau 11, la proportion de prestataires ayant touché une rémunération supérieure à 40 % de leur taux de prestations hebdomadaires (le seuil de rémunération admissible dans le cadre de l’ancien projet pilote) a augmenté considérablement, passant de 75,8 % à 85,3 % entre le quatrième trimestre de - (janvier à mars 2012) et le quatrième trimestre de - (janvier à mars 2013). À l’inverse, au cours de la même période, la proportion de prestataires dont la rémunération était inférieure à 40 % de leur taux de prestations hebdomadaires a diminué, passant de 24,1 % à 14,7 %. Puisque le travail s’est intensifié, on pourrait observer une diminution du nombre global de semaines travaillées, puisque les employeurs sont peut-être moins susceptibles d’avoir recours à plusieurs employés pour combler leurs besoins temporaires en main-d’œuvre. Plus précisément, les employeurs sont peut-être en mesure de répondre à leurs besoins temporaires en main-d’œuvre avec moins d’employés (ce qui se traduit par moins d’heures de travail pendant une période de prestations), puisque ceux-ci sont plus disposés à accepter tout travail disponible en vertu des nouvelles règles.

La légère diminution de la proportion de semaines travaillées pendant une période de prestations par rapport au nombre total de semaines de rémunération, soit de 16,3 % au quatrième trimestre de - à 13,9 % au quatrième trimestre de -, peut également être attribuable au changement dans l’intensité du travail lorsque les prestataires travaillent pendant leur période de prestations.

Le graphique 24 présente la répartition des semaines travaillées pendant une période de prestations du point de vue de la rémunération gagnée par rapport au taux de prestations d’assurance-emploi, en vertu des trois différents régimes du projet pilote relatif au travail pendant une période de prestations. En , la rémunération admissible de 25 % était en vigueur; en , le premier projet pilote relatif au travail pendant une période de prestations, qui a fait passer la rémunération admissible à 40 %, était en vigueur; et en , le projet pilote actuel, qui réduit les prestations d’assurance-emploi de 50 % de la rémunération touchée pendant une période de prestations, est entré en vigueur.

Les seuils de rémunération admissible de 25 % et de 40 % ne réduisaient les prestations d’assurance-emploi qu’au moment où la rémunération des prestataires dépassait ces seuils, après quoi tout revenu gagné était déduit intégralement. Ces mesures incitaient fortement les prestataires à travailler jusqu’à ce que le seuil soit atteint, mais non pas à travailler au-delà du seuil, puisqu’après une demi-journée ou une journée de travail, les prestataires recevaient le même montant combinant prestations d’assurance-emploi et rémunération gagnée pendant leur période de prestations, quel que soit le nombre de leurs journées de travail supplémentaires. Dans le cadre du projet pilote actuel, le montant des prestations d’assurance-emploi conjuguées à la rémunération gagnée pendant une période de prestations augmente de façon constante pour chaque heure de travail que les prestataires acceptent.

Montrer le tableau de données
Graphique 24: Répartition des semaines travaillées dans le cadre de différents régimes du projet relatif au travail pendant une période de prestations
2005

(25 % du seuil admissible)
2009

(40 % du seuil admissible)
2013

(50 % du seuil admissible)
0-10 0.98910 1.849 1.35
11-20 3.16619 3.194 2.17
21-30 6.26539 5.013 3.26
31-40 4.63323 8.624 4.05
41-50 2.88404 3.987 2.84
51-60 2.18598 2.550 2.42
61-70 2.12579 2.321 2.43
71-80 2.19647 2.260 2.47
81-90 2.08220 2.200 2.39
91-100 2.07782 2.109 2.50
101-110 2.21123 2.189 2.61
111-120 2.23256 2.283 2.79
121-130 2.45971 2.415 2.96
131-140 2.73483 2.662 3.29
141-150 3.24057 2.978 3.71
151-160 3.66593 3.312 4.10
161-170 4.30300 4.079 4.78
171-180 5.15096 5.243 5.92

Il est possible d’observer les répercussions des mesures incitatives sur les comportements grâce aux deux sommets distincts enregistrés dans les données en et en , lorsque les prestataires ont atteint leur seuil respectif. Le graphique 24 montre aussi un changement dans le comportement des prestataires qui sont assujettis aux règles du projet pilote actuel, car la répartition des semaines de travail pendant une période de prestations est plus régulière, ce qui démontre une incitation constante à accepter le travail disponible.

Les prochains Rapports de contrôle et d’évaluation continueront d’évaluer les répercussions du nouveau projet pilote relatif au travail pendant une période de prestations.

5.2 Disposition relative aux petites semaines

Les prestations d’assurance-emploi sont calculées à l’aide des gains réalisés dans les 26 semaines qui précèdent la présentation d’une demande. Pendant cette période, les semaines où le revenu est relativement faible pourraient réduire le montant des prestations que touchent les prestataires. La disposition relative aux petites semaines vise à encourager les personnes à accepter tout travail disponible, en excluant du calcul des prestations les semaines pour lesquelles la rémunération est inférieure à 225 $, à condition que le nombre de semaines de travail soit supérieur au dénominateur minimal Note de bas de page 57 , ce qui encourage les travailleurs à accepter du travail au-delà du minimum requis pour avoir droit à l’assurance-emploi.

Comme le soulignait le Rapport de contrôle et d’évaluation de , la disposition relative aux petites semaines a été mise à l’essai dans le cadre de plusieurs projets pilotes entre et . Les résultats de l’évaluation Note de bas de page 58 indiquent que la disposition a eu pour effet de prolonger la durée du travail effectué dans les 26 semaines précédant la cessation d’emploi, et d’accroître le total du revenu moyen qu’ont touché les participants des deux sexes. À la lumière de ces résultats, la disposition relative aux petites semaines est devenue une composante permanente du régime en novembre 2001. En novembre 2005, le projet pilote des 14 meilleures semaines de rémunération a remplacé la disposition relative aux petites semaines dans plusieurs régions économiques de l’assurance-emploi où le chômage était élevé. Le projet pilote des 14 meilleures semaines a été renouvelé, du au , et prolongé à nouveau jusqu’au . Par conséquent, l’analyse qui suit porte sur les régions économiques de l’assurance-emploi où le projet pilote des 14 meilleures semaines de rémunération n’était pas en place Note de bas de page 59 .

La disposition relative aux petites semaines s’appliquait à 217 850 demandes parmi celles qui ont été présentées en -, soit 18,1 % des demandes dans les régions non visées par le projet pilote des 14 meilleures semaines de rémunération. En moyenne, les prestataires qui ont bénéficié de cette mesure ont reçu 21 $ de plus par semaine que le montant qu’ils auraient touché si la disposition n’avait pas été en place, car leurs prestations hebdomadaires moyennes auraient été de 268 $ plutôt que de 289 $.

La disposition relative aux petites semaines profite surtout aux jeunes, aux femmes et aux prestataires occasionnels, qui sont proportionnellement surreprésentés dans les régimes d’emploi atypiques. En -, la disposition a profité à 27,2 % des prestataires âgés de 15 à 24 ans, à 16,2 % des prestataires âgés de 25 à 44 ans, à 17,1 % des prestataires âgés de 45 à 54 ans et à 19,5 % des prestataires âgés. Par demande, la proportion des femmes qui en ont bénéficié était beaucoup plus élevée que celle des hommes (22,7 % par rapport à 13,7 %). Selon la catégorie de prestataires, la disposition relative aux petites semaines a profité à 22,7 % des prestataires occasionnels, à 15,7 % des prestataires fréquents et à 10,7 % des travailleurs de longue date (voir le graphique 25).

À partir du , une nouvelle formule établie par la loi, soit les meilleures semaines variables, a été utilisée pour le calcul des prestations d’assurance-emploi hebdomadaires partout au pays, comme on le verra dans la section 5.5 du rapport. Par conséquent, la disposition relative aux petites semaines sera abrogée et ne fera plus l’objet d’une analyse dans les rapports à venir.

Montrer le tableau de données
-
Femmes 22,7 %
Hommes 13,7 %
15 à 24 ans 27,2 %
25 à 44 ans 16,2 %
45 à 54 ans 17,1 %
55 ans et plus 19,5 %
Travailleurs de longue date 10,7%
Prestataires occasionnels 22,7 %
Prestataires fréquents 15,7 %

5.3 Disposition relative au dénominateur minimal

On obtient le taux de prestations hebdomadaires de l’assurance-emploi en divisant les gains accumulés pendant les 26 semaines qui précèdent la présentation d’une demande par le nombre de semaines travaillées par le demandeur durant cette période ou par le dénominateur minimal, selon le nombre le plus élevé.

Le dénominateur minimal varie entre 14 et 22 semaines Note de bas de page 60 et il compte deux semaines de plus que le nombre minimal de semaines de travail que doit effectuer un demandeur Note de bas de page 61 pour avoir droit à des prestations. Le dénominateur minimal encourage ainsi les travailleurs à accepter tout travail disponible, et il incite fortement les prestataires à demeurer actifs pendant un plus grand nombre de semaines avant de présenter une demande de prestations, pour éviter que leurs prestations hebdomadaires ne soient réduites Note de bas de page 62 .

Toutefois, la disposition relative au dénominateur minimal ne s’appliquait pas aux 25 régions économiques de l’assurance-emploi visées par le projet pilote des 14 meilleures semaines de rémunération en - Note de bas de page 63 . En effet, dans le cadre de ce projet pilote, le dénominateur est fixé à 14 semaines dans les régions visées, car le calcul des prestations se fonde sur les 14 semaines pendant lesquelles les gains d’un prestataire ont été les plus élevés au cours d’une période de référence de 52 semaines.

Dans le budget de , le gouvernement du Canada a annoncé l’application à l’échelle nationale d’une nouvelle méthode de calcul pour les prestations d’assurance-emploi hebdomadaires, basée sur une nouvelle mesure législative. Il s’agit de la méthode des meilleures semaines variables, qui entrait en vigueur le , comme il est mentionné à la section 5.5 du présent rapport. Par conséquent, la disposition relative au dénominateur minimal a été abrogée et les prochains rapports n’en tiendront plus compte, puisque l’analyse portera dorénavant sur la disposition des meilleures semaines variables.

En -, 2,5 % (21 050) des demandeurs de prestations régulières et 3,8 % (14 280) des demandeurs de prestations spéciales ont vu leurs prestations réduites en raison du dénominateur minimal dans les régions non visées par le projet pilote. Si le projet pilote des 14 meilleures semaines n’avait pas été en place, le dénominateur aurait touché 4,1 % des demandes de prestations régulières et 2,7 % des demandes de prestations spéciales dans les régions visées par le projet pilote Note de bas de page 64 .

Le dénominateur était plus susceptible de toucher les prestataires réguliers de sexe féminin, les prestataires âgés (55 ans et plus), les prestataires occasionnels et les prestataires fréquents dans les régions non visées par le projet pilote. De plus, les prestataires touchés par le dénominateur ont reçu des prestations hebdomadaires moyennes moins élevées que celles des prestataires non touchés. Comme le montre le tableau 12, les prestataires réguliers touchés par le dénominateur ont reçu des prestations hebdomadaires moyennes de 301 $, comparativement à la moyenne nationale de 397 $. Les femmes, les travailleurs âgés et les prestataires occasionnels touchés ont reçu des prestations hebdomadaires moyennes de 263 $, 278 $ et 286 $, respectivement. En comparaison, les femmes, les prestataires âgés et les prestataires occasionnels non touchés par le dénominateur ont reçu des prestations hebdomadaires moyennes de 359 $, 386 $ et 376 $, respectivement.

Tableau 12 : Prestations hebdomadaires moyennes, -
Prestataires réguliers touchés par le dénominateur Prestataires réguliers
Sexe
Hommes 334 $ 422 $
Femmes 263 $ 359 $
Âge
Moins de 25 ans 282 $ 362 $
De 25 à 44 ans 320 $ 407 $
De 45 à 54 ans 305 $ 401 $
55 ans et plus 278 $ 386 $
Catégories de prestataires
Travailleurs de longue date 317 $ 429 $
Prestataires occasionnels 286 $ 376 $
Prestataires fréquents 329 $ 412 $
Canada 301 $ 397 $

5.4 Projet pilote des 14 meilleures semaines

Le projet pilote relatif aux 14 meilleures semaines de rémunération vise à déterminer si un taux de prestations fondé sur les 14 meilleures semaines de rémunération au cours des 52 semaines précédant une demande de prestations encourage les prestataires à accepter tout travail disponible. Ce projet pilote remplace en fait la disposition relative aux petites semaines dans les régions de l’assurance-emploi visées. Il prolonge également la période qui sert au calcul du taux de prestations, qui est passée de 26 à 52 semaines avant la présentation d’une demande.

Le projet pilote des 14 meilleures semaines a été mis en place le dans 23 régions économiques de l’assurance-emploi. Il a été relancé dans 25 régions économiques en , et renouvelé plusieurs fois jusqu’au . Des données administratives indiquent que 351 640 prestataires ont reçu des prestations hebdomadaires plus élevées grâce au projet pilote des 14 meilleures semaines en -. Plus de la moitié (56,9 %) de tous les prestataires dans les régions de l’assurance-emploi visées par le projet pilote en - en ont bénéficié, ce qui est semblable à la proportion enregistrée en - (57,4 %). Les femmes étaient beaucoup plus susceptibles que les hommes de bénéficier du projet pilote; 74,3 % des femmes dans les régions visées en ont profité, comparativement à 45,4 % des hommes.

De même, les jeunes dans les régions visées étaient plus susceptibles de bénéficier du projet pilote; 71,6 % des demandeurs âgés de moins de 25 ans ont reçu des prestations hebdomadaires plus élevées, par rapport à 55,4 % des prestataires âgés de 25 à 44 ans, à 55,1 % des prestataires âgés de 45 à 55 ans et à 54,8 % des travailleurs âgés. De plus, par demande, les prestataires occasionnels (68,0 %) étaient plus susceptibles que les travailleurs de longue date (49,0 %) et que les prestataires fréquents (47,9 %) de bénéficier du projet pilote. Une étude d’évaluation Note de bas de page 65 a révélé que les femmes et les jeunes prestataires ont enregistré la plus forte hausse des prestations hebdomadaires en raison du projet pilote.

En l’absence du projet pilote, les prestations hebdomadaires moyennes qu’auraient touchées les prestataires visés auraient été de 310 $ plutôt que de 361 $ en - Note de bas de page 66 .

Dans le budget de , le gouvernement du Canada a annoncé l’application à l’échelle nationale d’une nouvelle méthode de calcul pour les prestations d’assurance-emploi hebdomadaires, basée sur une nouvelle mesure législative. Il s’agit de la méthode des meilleures semaines variables, qui entrait en vigueur le , comme il est mentionné à la section 5.5 du présent rapport. Les prochains rapports examineront cette nouvelle méthode de calcul des taux.

5.5 Disposition relative aux meilleures semaines variables

Le Plan d’action économique de annonçait divers changements concernant le régime d’assurance-emploi, dont une nouvelle approche nationale et prescrite par la loi pour calculer les prestations d’assurance-emploi. Il s’agit de la disposition relative aux meilleures semaines variables.

Cette nouvelle approche permet au régime d’assurance-emploi de mieux réagir aux changements liés aux marchés du travail locaux, et de faire en sorte que les personnes vivant dans des régions où les conditions du marché du travail sont similaires reçoivent des prestations similaires Note de bas de page 67 . Cette mesure, qui est entrée en vigueur le , remplace l’ancienne méthode de calcul des prestations (calcul fondé sur 26 semaines) Note de bas de page 68 établie en en vertu de l’ancienne loi, et met un terme au projet pilote des 14 meilleures semaines Note de bas de page 69 . La disposition relative aux meilleures semaines variables s’applique à toutes les régions économiques au Canada et à tous les types de prestations, à l’exception des travailleurs autonomes et des personnes qui touchent des prestations de pêcheur. En vertu de la disposition relative aux meilleures semaines variables, le taux des prestations d’assurance-emploi est calculé en fonction des semaines où les gains assurables des prestataires étaient les plus élevés (meilleures semaines) au cours de la période de référence (généralement 52 semaines avant la présentation de la demande). Le nombre de semaines servant à calculer le taux de prestations varie entre 14 et 22, selon le taux de chômage mensuel Note de bas de page 70 dans la région économique de l’assurance-emploi où habitent les prestataires, comme l’indique le tableau 13.

Tableau 13 : Meilleures semaines variables
Taux de chômage régional Nombre de semaines utilisées

pour calculer le taux de prestations
6 % ou moins 22
6,1 % à 7 % 21
7,1 % à 8 % 20
8,1 % à 9 % 19
9,1 % à 10 % 18
10,1 % à 11 % 17
11,1 % à 12 % 16
12,1 % à 13 % 15
13,1 % ou plus 14

5.5.1 Évaluer les répercussions de la disposition relative aux meilleures semaines variables

Les prochains Rapports de contrôle et d’évaluation de l’assurance-emploi fourniront une analyse des taux de prestations hebdomadaires moyens, tant avant qu’après la mise en application de la disposition relative aux meilleures semaines variables. Le graphique 26 sert de point de référence en comparant les taux de prestations hebdomadaires moyens de - à ceux de - pour les deux méthodes de calcul des taux de prestations, soit 1) le calcul selon les 14 meilleures semaines dans les régions visées par le projet pilote, et 2) l’ancienne méthode de calcul des prestations (calcul fondé sur 26 semaines) dans les régions non visées par le projet pilote. Des mesures et des indicateurs additionnels pourraient également être utilisés dans les prochains Rapports de contrôle et d’évaluation pour évaluer les répercussions de la disposition relative aux meilleures semaines variables.

Montrer le tableau de données
- - - - - -
Calcul du taux de prestations pour les 14 meilleures semaines (régions visées par le projet pilote) 350,1 $ 367,1 $ 370,4 $ 377,3 $ 391,8 $ 405,9 $
Ancienne méthodes de calcul des prestations (régions non visées par le projet pilote) 346,7 $ 362,1 $ 365,4 $ 367,2 $ 378,8 $ 390,8 $

Comparer les taux de prestations hebdomadaires moyens entre - et -, avant l’initiative des meilleures semaines variables, aux taux de prestations hebdomadaires moyens dans le cadre de l’initiative, à partir de l’exercice financier -, mettra en perspective les répercussions du changement de la méthode de calcul des taux de prestations. Toutefois, des facteurs tant internes qu’externes à l’assurance-emploi, comme le maximum de la rémunération assurable, la croissance des taux de salaire et les conditions du marché du travail, peuvent influencer le taux de prestations de l’assurance-emploi. Pour cette raison, les changements aux taux de prestations hebdomadaires moyens au cours des prochaines années ne pourront pas s’expliquer uniquement par les changements prescrits par la loi de la méthode de calcul du taux de prestations relatives aux meilleures semaines variables.

5.6 Disposition relative au remboursement des prestations

De manière à ce que le régime soit plus conforme aux principes de l’assurance, les personnes à salaire élevé qui ont touché au moins une semaine de prestations régulières ou de pêcheur au cours des dix dernières années d’imposition remboursent une partie des prestations qu’elles ont reçues Note de bas de page 71 . En , les prestataires fréquents dont le revenu net était supérieur à 55 250 $ ont dû rembourser 30 cents pour chaque dollar qu’ils ont reçu en prestations ou 30 cents pour chaque dollar de revenu net au-dessus du seuil, selon le montant le moins élevé.

Pour l’année d’imposition Note de bas de page 72 , 176 475 personnes qui avaient reçu des prestations régulières ou de pêcheur ont remboursé 212,9 millions de dollars en tout. Le nombre de prestataires qui ont remboursé des prestations a décliné de 4,1 %, et le montant remboursé était supérieur de 1,3 % à celui de . En moyenne, les prestataires ont remboursé 1 206 $, ce qui représente une somme plus élevée (+5,6 %) qu’en (1 142 $). En , les prestataires qui ont remboursé une partie de leurs prestations en ont touché pendant 11,8 semaines en moyenne, tout comme en . En , ces prestataires ont touché 5 093 $ en moyenne, par rapport à 4 915 $ en .

Les hommes ont de nouveau été les plus nombreux à rembourser des prestations, représentant 88,7 % des personnes qui ont dû le faire en . Leur proportion est demeurée stable depuis plus de dix ans. Le montant moyen du remboursement effectué par des femmes représentait 83,9 % de celui des hommes (1 031 $ en comparaison de 1 229 $), une proportion qui a diminué par rapport à (89,1 %) mais qui est supérieure à celle observée en (82,2 %).

De à , le nombre d’hommes et de femmes qui ont remboursé une partie de leurs prestations a diminué de 4,5 % et de 1,4 %, respectivement. Entre et , le nombre de prestataires qui ont remboursé une partie de leurs prestations s’est accru de 2,6 % chez les personnes de 25 ans ou moins et de 2,5 % chez les 55 ans et plus, tandis qu’il a diminué dans le groupe des prestataires âgés de 25 à 44 ans et parmi ceux de 24 à 54 ans (-5,5 % et -8,4 %, respectivement). Les écarts entre les sexes et les groupes d’âge en ce qui a trait au remboursement des prestations, reflètent les différences entre le revenu d’emploi de ces différents groupes avant la présentation d’une demande de prestations, et la probabilité qu’ils soient des prestataires d’assurance-emploi fréquents.

Les résidents des provinces atlantiques qui ont dû rembourser des prestations ont remboursé un montant supérieur à celui des autres prestataires dans le reste du Canada. Par exemple, les prestataires de Terre-Neuve-et-Labrador qui ont remboursé une partie de leurs prestations en ont reçu pendant 17,4 semaines en moyenne, et le montant moyen du remboursement dans cette province s’élevait à 1 750 $. Les prestataires de l’Ontario, pour leur part, ont reçu des prestations pendant 10,4 semaines en moyenne, et ils ont remboursé 1 051 $ en moyenne. Un facteur qui explique ces écarts est le fait que les prestataires fréquents sont surreprésentés dans le Canada atlantique et sous-représentés en Ontario et dans les provinces de l’Ouest. Il faut ajouter que même les prestataires d’assurance-emploi à revenu élevé ont besoin d’un plus grand nombre de semaines pour trouver un emploi dans les régions à fort taux de chômage, qu’on retrouve davantage dans le Canada atlantique, que dans les régions où le taux de chômage est faible et qui sont plus nombreuses en Ontario et dans les provinces de l’Ouest.

6. Admissibilité aux prestations d’assurance-emploi régulières

En -, la période d’admissibilité moyenne aux prestations régulières a légèrement diminué, passant de 33,0 semaines en - à 32,2 semaines en - (tableau 14). Depuis -, la période d’admissibilité moyenne aux prestations régulières est revenue aux niveaux d’avant la récession, c’est-à-dire 32,5 semaines en -. La période d’admissibilité moyenne aux prestations régulières a augmenté entre - et - en raison de deux facteurs : les rajustements automatiques prévus par le régime d’assurance-emploi, qui ont eu pour effet d’accroître la période d’admissibilité lorsque les taux de chômage augmentaient dans les marchés du travail locaux; et la mise en place d’une mesure temporaire de l’assurance-emploi qui prévoyait cinq semaines supplémentaires de prestations régulières jusqu’à concurrence de 50 semaines (la prolongation des prestations d’assurance-emploi régulières). Par conséquent, on s’attendait à ce que la période d’admissibilité moyenne aux prestations régulières revienne au niveau antérieur à la récession en -, compte tenu de la baisse globale des taux de chômage régionaux et de la fin des mesures temporaires.

Tableau 14 : Période d’admissibilité aux prestations régulières et taux d’utilisation, 2002-2003 à 2012-2013
Exercice Période d’admissibilité moyenne aux prestations régulières (en semaines) Taux d’utilisation de la période d’admissibilité moyenne aux prestations régulières

(%)
- 32,6 61,3
- 32,8 60,9
- 33,3 59,8
- 32,9 59,7
- 32,5 59,7
- 31,8 60,6
- 36,5 59,7
- 42,8 58,1
- 36,0 62,1
- 33,0 62,2
- 32,2 S.O.

Source : Données administratives de l’assurance-emploi

Depuis -, les demandeurs de prestations régulières ont systématiquement utilisé entre 58 % et 62 % de leur période d’admissibilité moyenne, ce qui permet de penser qu’en dépit des fluctuations de la performance économique du Canada, le régime a bien répondu aux besoins des travailleurs en chômage. Après être demeurée pratiquement inchangée pendant des années, la proportion de la période d’admissibilité utilisée pour les demandes présentées en - a augmenté de 4,1 points de pourcentage, passant de 58,1 % en - à 62,2 %. Cette récente hausse est attribuable au maintien des niveaux d’utilisation ainsi qu’à la récente réduction de la période d’admissibilité, dont il a été question précédemment. En -, la proportion de la période d’admissibilité utilisée a augmenté légèrement, passant de 62,1 % à 62,2 %.

À l’instar des périodes précédentes, en -, c’est la région de l’Atlantique qui a enregistré les plus hauts taux d’utilisation, en moyenne, de la période d’admissibilité aux prestations régulières, avec des taux variant de 65,3 % au Nouveau-Brunswick à 69,7 % à l’Île-du-Prince-Édouard. Parmi les provinces, les prestataires de la Saskatchewan sont ceux qui ont enregistré le taux d’utilisation le plus faible des prestations régulières auxquelles ils avaient droit (57,8 %). En Colombie-Britannique (64,3 %), en Ontario (62,0 %) et au Québec (60,6 %), les taux d’utilisation étaient proches de la moyenne nationale de 62,2 % en -.

Par le passé, les femmes et les hommes ont utilisé leur période d’admissibilité à l’assurance-emploi dans une proportion semblable, ce qui a aussi été le cas pour les demandes présentées en -. Les hommes ont utilisé, en moyenne, 61,7 % de leur période d’admissibilité, et les femmes, 62,9 % en moyenne.

Les travailleurs âgés (55 ans et plus) tendent à utiliser une plus grande partie des prestations auxquelles ils ont droit. Cela s’explique en partie par le fait qu’ils mettent généralement plus de temps à trouver un nouvel emploi que les membres des autres groupes d’âge. En -, les travailleurs âgés affichaient toujours le plus haut taux d’utilisation des prestations régulières auxquelles ils avaient droit, avec 69,2 %, par rapport à 59,7 % chez les jeunes (15 à 24 ans), à 59,9 % chez les prestataires de 25 à 44 ans et à 61,9 % chez ceux de 45 à 54 ans (voir le tableau 15). Par rapport à l’année précédente, les travailleurs âgés et ceux de 45 à 54 ans affichaient une légère baisse du taux d’utilisation (-0,5 et -0,4 point de pourcentage, respectivement), alors que les jeunes travailleurs et les travailleurs de 25 à 44 ans ont enregistré une hausse (+0,8 et 0,1 point de pourcentage, respectivement).

Comme l’illustre le tableau 15, les travailleurs de longue date tendent à utiliser un plus faible pourcentage de leur période d’admissibilité comparativement aux prestataires occasionnels, et plus particulièrement aux prestataires fréquents Note de bas de page 73 . En ce qui a trait aux demandes présentées en -, les travailleurs de longue date ont utilisé 52,6 % de leur période d’admissibilité, en comparaison de 62,9 % chez les prestataires occasionnels et de 71,9 % chez les prestataires fréquents. Par rapport à l’année précédente, les travailleurs de longue date ont enregistré une baisse de 1,2 point de pourcentage de leur taux d’utilisation, qui a par ailleurs augmenté chez les prestataires occasionnels et les prestataires fréquents (+0,8 et +0,5 point de pourcentage, respectivement). Ces résultats donnent à penser que ces deux groupes continuent d’avoir recours à l’assurance-emploi durant une bonne période, le temps de trouver un emploi convenable.

Comparativement aux prestataires non saisonniers, les prestataires saisonniers tendent à utiliser une plus faible proportion de leur période d’admissibilité. Comme l’illustre le tableau 15, les travailleurs saisonniers ont utilisé 59,0 % des prestations auxquelles ils avaient droit en -, alors que les prestataires non saisonniers ont utilisé 63,5 % de leur période d’admissibilité. Une étude d’évaluation Note de bas de page 74 a révélé que les prestataires saisonniers ont utilisé, en moyenne, 55,4 % de leur période d’admissibilité pour les demandes de prestations régulières présentées en -, et 56,6 % pour les demandes présentées en -. En comparaison, les prestataires réguliers ont utilisé 58,1 % de leur période d’admissibilité pour les demandes présentées en -, et 59,7 % pour les demandes présentées en -.

Tableau 15 : Période d’admissibilité aux prestations régulières et taux d’utilisation, 2011-2012
Période d’admissibilité moyenne aux prestations régulières (en semaines) Taux d’utilisation de la période d’admissibilité moyenne aux prestations régulières (%)
Total 33,0 62,2
Sexe
Hommes 33,6 61,7
Femmes 32,2 62,9
Âge
Moins de 25 ans 32,0 59,7
25 à 44 ans 33,1 59,9
45 à 54 ans 33,5 61,9
55 ans et plus 32,6 69,2
Province
Terre-Neuve-et-Labrador 40,8 66,2
Île-du-Prince-Édouard 37,2 69.,7
Nouvelle-Écosse 36,9 66,7
Nouveau-Brunswick 37,3 65,3
Québec 32,3 60,6
Ontario 32,4 62,0
Manitoba 30,1 60,1
Saskatchewan 33,2 57,8
Alberta 28,9 59,7
Colombie-Britannique 31,5 64,3
Nunavut 43,9 63,4
Territoires du Nord-Ouest 43,3 60,8
Yukon 43,8 52,5
Catégories de prestataires
Travailleurs de longue date 35,4 52,6
Prestataires occasionnels 31,8 62,9
Prestataires fréquents 33,0 71,9
Saisonnalité*
Prestataires saisonniers 32,7 59,0
Prestataires non saisonniers 33,1 63,5

* Les prestataires saisonniers sont ceux qui ont présenté au moins trois demandes au cours des cinq dernières années, dont au moins deux ont été présentées au même moment de l’année que leur demande actuelle. Pour les besoins de ce tableau, les prestataires saisonniers excluent les demandeurs de prestations de pêcheur.

Source : Données administratives de l’assurance-emploi.

7. Durée des prestations d’assurance-emploi régulières

Les personnes qui ont présenté une demande de prestations régulières en 2011-2012 en ont touché pendant 19,9 semaines en moyenne, soit 1,7 semaine de moins que la moyenne de 21,5 semaines en 2010-2011 (graphique 27). Il s’agit de la deuxième année consécutive où la durée moyenne des prestations régulières a connu une baisse après deux années d’augmentation, ce qui s’explique par la réduction de la période d’admissibilité par suite des rajustements automatiques du régime. La baisse témoigne aussi de l’amélioration des perspectives du marché du travail, puisque le Canada a connu deux années consécutives de hausse de l’emploi, avec des gains nets de 223 000 emplois (+1,3 %) en 2011-2012 et de 293 700 (+1,7 %) et 2010-2011.

Montrer le tableau de données
2006-2007 2007-2008 2008-2009 2009-2010 2010-2011 2011-2012
Durée des prestations régulières 18,7 18,7 21,9 23,8 21,5 19,9
Changement dans l’emploi 2,0 % 2,3 % 0,8 % -1,2 % 1,7 % 1,3 %

Selon une récente étude d’évaluation Note de bas de page 75 , les rajustements systématiques de la période d’admissibilité aux prestations régulières, conjugués à la mesure temporaire de prolongation des prestations d’assurance-emploi régulières, ont eu pour effet d’accroître de 2,1 semaines la durée des prestations pour les demandes présentées entre mars 2008 et septembre 2010.

La durée moyenne des prestations d’assurance-emploi régulières a diminué pour tous les groupes d’âge en 2011-2012, par rapport à l’exercice précédent. Comme on l’a vu plus tôt, les travailleurs âgés (les personnes de 55 ans et plus) tendent à toucher des prestations régulières pendant de plus longues périodes que les membres des autres groupes d’âge. En ce qui concerne les demandes présentées en 2011-2012, les travailleurs âgés ont touché des prestations régulières pendant 22,0 semaines en moyenne, soit 2,3 semaines de moins qu’en 2010-2011, et 2,1 semaines de plus que la moyenne nationale. En revanche, les jeunes ont touché des prestations régulières pendant une durée moyenne de 18,3 semaines en 2011-2012, soit 0,8 semaine de moins qu’en 2010-2011 et 1,6 semaine de moins que la moyenne nationale. Les personnes âgées de 25 à 44 ans en ont reçu pendant 19,2 semaines en moyenne, et celles de 45 à 54 ans, pendant 20,1 semaines en moyenne (graphique 28).

Montrer le tableau de données
Durée moyenne des prestations

régulières d’assurances-emploi
15 à 24 ans 18,3
25 à 44 ans 19,2
45 à 54 years 20,1
55 ans et plus 22
Travailleurs de longues dates 18,3
Prestataires occasionnels 19,4
Prestataires fréquents 22,8
Durée nationale des prestations régulières, 2011-2012 19,9

En 2011-2012, la durée moyenne des prestations d’assurance-emploi régulières a aussi diminué pour toutes les catégories de prestataires. Les travailleurs de longue date qui ont demandé des prestations régulières en 2011-2012 en ont touché pendant 18,3 semaines en moyenne, soit 3,8 semaines de moins qu’en 2010-2011 et 1,6 semaine de moins que la moyenne nationale en 2011-2012. Les prestataires fréquents ont touché des prestations régulières pendant 22,8 semaines en moyenne, ce qui représente une baisse de 0,8 semaine par rapport à 23,6 semaines en 2010-2011, mais 2,9 semaines de plus que la moyenne nationale. Les prestataires occasionnels ont touché des prestations pendant une moyenne de 19,4 semaines, soit 1,0 semaine de moins que l’exercice précédent et 0,5 semaine de moins que la moyenne nationale.

7.1 Projet pilote relatif à la prolongation des prestations d’assurance-emploi

Le projet pilote relatif à la prolongation des prestations d’assurance-emploi a été lancé en 2004 pour une période de deux ans dans 24 régions économiques de l’assurance-emploi où le taux de chômage était élevé (10 % ou plus). Il avait pour but de déterminer si le fait d’offrir des semaines de prestations supplémentaires diminuerait le nombre de travailleurs saisonniers qui sont confrontés à un manque à gagner entre le moment où leurs prestations d’assurance-emploi sont épuisées et le moment où ils tirent de nouveau un revenu de leur emploi saisonnier. Il visait également à établir si une telle mesure pouvait avoir des effets sur le comportement. En vertu du projet pilote relatif à la prolongation des prestations d’assurance-emploi, le nombre de semaines de prestations s’est accru de cinq , ce qui a porté le nombre maximal de semaines de prestations à 45 semaines.

Le projet pilote a été relancé en 2006 pour une période de 18 mois dans 21 régions économiques de l’assurance-emploi, puis il a été prolongé jusqu’au 31 mai 2009. Le projet pilote a pris fin en février 2009, ayant été remplacé par la mesure temporaire de prolongation des prestations d’assurance-emploi régulières prévue dans le cadre du Plan d’action économique. Cette mesure temporaire s’est poursuivie jusqu’au 11 septembre 2010.

Le projet pilote a ensuite été remis en vigueur du 12 septembre 2010 au 15 septembre 2012, dans les mêmes 21 régions économiques de l’assurance-emploi, afin de poursuivre la mise à l’essai en période de reprise économique. Le projet pilote était toutefois susceptible de se terminer plus tôt si la reprise économique perdurait. Par conséquent, trois régions économiques de l’assurance-emploi, soit St. John’s, Chicoutimi-Jonquière et Sudbury, où le taux de chômage a été inférieur à 8 % pendant 12 mois consécutifs, ont été exclues du projet pilote relatif à la prolongation des prestations d’assurance-emploi le 24 septembre 2011, le 24 mars 2012 et le 23 juin 2012, respectivement.

Les données administratives de l’assurance-emploi révèlent qu’en 2011-2012 Note de bas de page 76 , il y avait 473 930 demandes de prestations régulières présentées dans les 21 régions visées par le projet pilote. Parmi ces demandes, 31,3 % des prestataires (ou 148 320 prestataires) ont bénéficié du projet pilote relatif à la prolongation des prestations d’assurance-emploi, et ils ont eu recours en moyenne à 4,2 des cinq semaines auxquelles ils avaient droit.

Comme le montre le tableau 15, parmi les 21 régions visées par le projet pilote, la proportion de prestataires réguliers qui ont eu recours à au moins une semaine supplémentaire de prestations a largement variée. Par exemple, en 2011-2012, moins de 10 % des prestataires réguliers au Yukon ont utilisé au moins une semaine de prestations supplémentaire, alors que la proportion était de 42,8 % à St. John’s. Malgré les écarts de proportion entre les prestataires réguliers qui ont bénéficié du projet pilote, le nombre moyen de semaines supplémentaires utilisées était relativement constant dans les 21 régions, s’établissant à environ quatre semaines quel que soit le taux de chômage régional.

Tableau 16 : Le projet pilote relatif à la prolongation des prestations – Taux de chômage, nombre de demandes touchées, proportion des demandes touchées et moyenne des semaines supplémentaires utilisées, selon les régions de l’assurance-emploi visées par le projet pilote, 2011-2012[1]
Anciennes régions du projet pilote Taux de chômage[2] (%) Total des demandes de prestations régulières dans les régions visées par le projet pilote (nombre) Demandes comptant au moins une semaine supplémentaire de prestations (nombre) Demandes comptant au moins une semaine supplémentaire de prestations
Proportion des demandes de prestations régulières (%) Moyenne du nombre de semaines supplémentaires utilisées (nombre de semaines)
Newfoundland and Labrador
St. John's[3] 6,5 4 700 2 010 42,8 % 4,6
T.-N.-Labrador 17,8 57 410 15 420 26,9 % 4,0
Île-du-Prince-Édouard
Île-du-Prince-Édouard 11,6 18 590 7 540 40,6 % 4,3
Nouvelle-Écosse
Nouvelle-Écosse 16,3 23 600 6 090 25,8 % 3,9
Ouest de la Nouvelle-Écosse 10,0 31 550 12 040 38,2 % 4,2
Nouveau-Brunswick
Madawaska-Charlotte 11,3 13 700 4 830 35,3 % 4,4
Restigouche-Albert 15,1 41 550 11 320 27,2 % 3,8
Québec
Gaspésie-Îles-De-La-Madeleine 13,7 26 690 10 140 38,0 % 4,2
Trois-Rivières 8,5 10 330 3 730 36,1 % 4,2
Centre du Québec 8,3 83 220 27 860 33,5 % 4,3
Nord-Ouest du Québec 9,9 21 700 7 760 35,8 % 4,4
Bas-Saint-Laurent-Côte-Nord 9,9 51 720 16 590 32,1 % 4,2
Chicoutimi-Jonquière[3] 6,8 11 320 4 390 38,8 % 4,4
Ontario
Sudbury[3] 6,6 5 800 2 070 35,7 % 4,3
Nord de l’Ontario 12,1 30 460 7 610 25,0 % 4,4
Manitoba
Nord du Manitoba 28,1 7 550 1 530 20,3 % 4,0
Saskatchewan
Nord de la Saskatchewan 17,8 10 490 1 500 14,3 % 4,1
Colombie-Britannique Columbia
Nord de la Colombie-Britannique 11,2 18 780 5 080 27,1 % 4,3
Territoires
Yukon 25,0 2 090 200 9,6 % 3,9
Territoires du Nord-Ouest 25,0 1 750 420 24,0 % 4,0
Nunavut 25,0 930 190 20,4 % 4,3
Régions visées par le projet pilote s.o. 473 930 148 320 31,3 % 4,2

[1] La collecte des données ainsi que l’analyse relatives au projet pilote de prolongation des prestations d’assurance-emploi ont été effectuées en examinant les demandes présentées en 2011-2012, afin de s’assurer que toutes les périodes de prestations avaient pris fin.

[2] Le taux de chômage est une moyenne annuelle d’une moyenne mobile de trois mois de données désaisonnalisées.

[3] Le projet pilote relatif à la prolongation des prestations d’assurance-emploi a pris fin dans les régions de St. John’s, de Chicoutimi-Jonquière et de Sudbury le 24 septembre 2011, le 24 mars 2012 et le 23 juin 2012, respectivement.

Le tableau 17 montre la répartition démographique du nombre total de demandes de prestations d’assurance-emploi régulières et la répartition des demandeurs qui ont bénéficié du projet pilote en 2011-2012. Les femmes, les travailleurs de 55 ans et plus ainsi que les prestataires fréquents étaient surreprésentés parmi les bénéficiaires du projet pilote en 2011-2012, alors que les hommes, les travailleurs d’âge moyen (25 à 54 ans) et les travailleurs de longue date étaient sous-représentés. Par exemple, en 2011-2012, les femmes comptaient pour 42,5 % des prestataires réguliers ayant utilisé au moins une semaine de prestations supplémentaire offerte par le projet pilote, alors qu’elles avaient présenté 36,8 % des demandes de prestations régulières dans les 21 régions visées par le projet.

Tableau 17 : Le projet pilote relatif aux cinq semaines supplémentaires, 2011-2012[1]
Prestataires ayant utilisé au moins une semaine supplémentaire de prestations Répartition des prestataires ayant utilisé au moins une semaine supplémentaire de prestations Répartition des demandes de prestations régulières dans les régions visées par le projet pilote
Total 148 320 100,0 % 100,0 %
Sexe
Homme 85 320 57,5 % 63,2 %
Femme 63 000 42,5 % 36,8 %
Âge
Moins de 25 ans 15 950 10,8 % 10,3 %
25 à 44 ans 53 610 36,1 % 39,5 %
45 à 54 ans 37 520 25,3 % 27,2 %
55 ans et plus 41 240 27,8 % 23,0 %
Recours antérieur à l’a.-e.
Travailleurs de longue date 11 300 7,6 % 15,5 %
Prestataires occasionnels 63 260 42,7 % 41,9 %
Prestataires fréquents 73 760 49,7 % 42,6 %
Saisonnalité[2]
Prestataires saisonniers 63 270 42,7 % 44,2 %
Prestataires non saisonniers 85 050 57,3 % 55,8 %

[1] La collecte des données ainsi que l’analyse relatives au projet pilote de prolongation des prestations d’assurance-emploi ont été effectuées en examinant les demandes présentées en 2011-2012, afin de s’assurer que toutes les périodes de prestations avaient pris fin.

[2] Les prestataires saisonniers sont des personnes qui ont présenté trois demandes de prestations ou plus au cours des cinq années précédentes, parmi lesquelles au moins deux demandes ont été présentées à peu près au même moment de l’année que leur demande actuelle.

Source : Données administratives de l’assurance-emploi

Les travailleurs âgés de 55 ans et plus représentaient 27,8 % des prestataires qui ont bénéficié du projet pilote, une proportion supérieure à leur part des demandes de prestations régulières (23,0 %). Cependant, les travailleurs d’âge moyen regroupaient 61,4 % des prestataires ayant utilisé au moins une semaine supplémentaire de prestations, une proportion inférieure à leur part (66,7 %) des demandes de prestations régulières. Ces résultats indiquent que les travailleurs âgés étaient surreprésentés parmi les bénéficiaires du projet pilote, et les travailleurs d’âge moyen, sous-représentés. Les jeunes représentaient 10,8 % des prestataires qui ont eu recours à au moins une semaine de prestations supplémentaire, ce qui est comparable à la proportion de demandes de prestations régulières provenant de ce groupe (10,3 %) en 2011-2012.

En 2011-2012, les travailleurs de longue date représentaient 7,6 % des prestataires qui ont bénéficié du projet pilote, soit 7,9 points de pourcentage de moins que leur part (15,5 %) des demandes de prestations régulières. Cela suggère que les travailleurs de longue date étaient considérablement sous-représentés parmi les bénéficiaires du projet pilote. En revanche, les prestataires fréquents étaient surreprésentés étant donné qu’ils comptaient pour 49,7 % des prestataires ayant eu recours à au moins une semaine supplémentaire de prestations, une proportion supérieure (+7,1 points de pourcentage) à leur part des demandes de prestations régulières (42,6 %). Les prestataires occasionnels représentaient 42,7 % des prestataires qui ont utilisé au moins une semaine supplémentaire de prestations, un pourcentage comparable à celui des demandes de prestations régulières présentées par ce groupe (41,9 %).

En 2011-2012, plus de la moitié (57,3 % ou 85 050) de tous les prestataires réguliers (148 320) qui ont eu recours à au moins une semaine de prestations supplémentaire dans le cadre du projet pilote étaient des prestataires non saisonniers, alors que 42,7 % (ou 63 270) étaient des prestataires saisonniers.

Le 31 mars 2013, 371,8 millions de dollars avaient été versés en prestations supplémentaires à la suite du projet pilote relatif à la prolongation des prestations d’assurance-emploi. En 2010-2011, la somme versée en prestations supplémentaires se chiffrait seulement à 2,6 millions de dollars, puisque le projet pilote a commencé en septembre 2010 et que les prestataires devaient épuiser leurs prestations régulières pour recevoir d’autres prestations dans le cadre du projet pilote. Des montants de 170,2 millions de dollars et de 199,0 millions de dollars ont été versés en prestations supplémentaires en 2011-2012 et en 2012-2013, respectivement.

8. Épuisement des demandes d’assurance-emploi régulières

Le recensement des prestataires qui ont épuisé leur demande d’assurance-emploi vise à déterminer si le régime offre un soutien du revenu temporaire suffisant aux personnes qui sont à la recherche d’un emploi convenable. Par le passé, l’analyse du taux d’épuisement des demandes d’assurance-emploi régulières était fondée sur les prestataires qui avaient utilisé toutes les semaines de prestations régulières auxquelles ils avaient droit.

L’analyse du taux d’épuisement des demandes d’assurance-emploi régulières a été étendue afin de prendre en compte les demandes pour lesquelles les prestataires ont épuisé leur période de prestations avant que toutes les semaines d’admissibilité aux prestations régulière ne soient payées Note de bas de page 77 . Par conséquent, l’analyse des prestataires ayant épuisé leur demande d’assurance-emploi régulières porte sur deux groupes : les prestataires qui ont reçu toutes les semaines de prestations régulières auxquelles ils avaient droit (prestataires qui ont épuisé leurs prestations), et ceux qui ont atteint la dernière semaine de leur période de prestations avant que toutes les prestations régulières auxquelles ils avaient droit aient été versées (prestataires ayant épuisé leur période de prestations).

Par ailleurs, l’analyse de l’épuisement des demandes d’assurance-emploi régulières englobe également les prestataires ayant présenté une nouvelle demande d’assurance-emploi après l’épuisement de leurs prestations Note de bas de page 78 . Ce type de prestataire connaît une interruption du versements de ses prestations d’assurance-emploi relativement courte, sinon aucune. Le taux de réadmissibilité est le terme employé pour fournir de l’information sur ces prestataires.

Dans les rapports précédents, l’analyse du taux d’épuisement était réalisée en examinant les prestations établies au cours d’un exercice donné, de sorte qu’on pouvait attendre jusqu’à deux ans avant de connaître les résultats. L’analyse présentée dans ce rapport est fondée sur les prestations régulières ayant pris fin Note de bas de page 79 pendant l’exercice 2012-2013, ce qui permet d’analyser et de rendre compte des taux d’épuisement en temps opportun. Environ les deux tiers des prestations qui ont pris fin en 2012-2013 avaient été établies en 2011-2012, et l’autre tiers, en 2012-2013. Par conséquent, les taux d’épuisement ne devraient pas être comparés aux chiffres se rapportant aux prestations établies au cours d’un exercice financier donné, comme dans les rapports précédents. Comme le montre le tableau 18, en 2011-2012, les deux méthodes ayant servi à déterminer les taux d’épuisement (prestations établies pendant un exercice donné ou ayant pris fin pendant un exercice donné) ont produit des résultats similaires, mais les écarts sont plus marqués en 2009-2010 et en 2010-2011.

Tableau 18 : Taux d’épuisement des prestations, selon l’établissement et la conclusion desprestations, 2009-2010 à 2012-2013
- - - -
Établissement de la période de prestations s.o. 30,9 % 29,4 % 24,8 %
Achèvement de la période de prestations 32,6 % 32,9 % 26,8 % 30,5 %

8.1 Épuisement des prestations d’assurance-emploi régulières

Sur l’ensemble des périodes de prestations régulières ayant pris fin en 2012-2013, près du tiers (32,6 %) des prestataires avaient épuisé leurs prestations. Il s’agit d’une diminution de 0,3 point de pourcentage comparativement à 2011-2012 (32,9 %), mais d’une augmentation de 5,8 points de pourcentage par rapport à 2010-2011 (26,8 %). La baisse du taux d’épuisement des prestations pour les périodes ayant pris fin en 2010-2011 est attribuable à deux facteurs : une période d’admissibilité plus longue en raison des rajustements systématiques du niveau d’admissibilité, liée aux taux de chômage élevés pendant la récession et la reprise; ainsi que les mesures temporaires de l’assurance-emploi mises en place dans le cadre du Plan d’action économique Note de bas de page 80 en vue de prolonger les prestations régulières.

Parmi les prestataires dont la prestation a pris fin en 2012-2013 et qui ont épuisé leur prestation d’assurance-emploi régulière, 7,8 % d’entre eux ont pu établir une demande subséquente. Lorsque ces prestataires réadmissibles sont pris en compte, on constate que 30,1 % des prestataires réguliers ont épuisé leur prestation et n’ont pas établi une nouvelle demande.

Montrer le tableau de données
2009-2010 2010-2011 2011-2012 2012-2013
Prestataires ayant épuisé leur prestation d’assurance-emploi régulière 30,5 % 26,8 % 32,9 % 32,6 %
Prestataires qui ont épuisé leur période de prestations 18,1 % 25,3 % 27,0 % 24,1 %
Taux d’épuisement des prestations 498 421 463 458
Taux d’épuisement de la période de prestations 297 409 381 343

8.1.1 Épuisement des prestations, selon les groupes démographiques

Le taux d’épuisement des prestations d’assurance-emploi régulières est demeuré relativement stable à l’échelle nationale en 2012-2013, mais il a varié dans les provinces et selon le groupe démographique. De façon générale, les taux d’épuisement des prestations se sont accrus dans les provinces de l’Atlantique et au Québec, et ils ont diminué en Ontario et dans les provinces de l’Ouest. La Colombie-Britannique affichait le plus haut taux d’épuisement (37,4 %), et le Nouveau-Brunswick, le plus faible (26,5 %). Les provinces de l’Atlantique et le Québec sont celles où le taux de réadmissibilité des prestataires ayant épuisé leur prestation était le plus élevé, à plus de 10 %, alors que l’Ontario et les provinces de l’Ouest affichaient des taux sous le seuil de 6 %. Le tableau 19 rend compte des taux d’épuisement des prestations en 2012-2013, selon les différents groupes démographiques.

Le Projet pilote relatif à la prolongation des prestations d’assurance-emploi a pris fin en septembre 2012. Il a néanmoins continué à influer le taux d’épuisement des prestations en 2012-2013, puisque plus de 90 % des prestataires dont la période de prestations avait pris fin dans les régions du projet pilote, surtout dans le Canada atlantique, étaient toujours admissibles à des semaines supplémentaires. La sous-section 7.1 de la section II du chapitre présente une analyse plus complète du Projet pilote relatif à la prolongation des prestations d’assurance-emploi.

Le taux d’épuisement tend à être moins élevé chez les hommes que chez les femmes, car la période d’admissibilité aux prestations régulières des femmes est plus courte, du fait qu’elles accumulent généralement moins d’heures assurables. Les prestataires âgés de 55 ans et plus tendent à avoir les plus hauts taux d’épuisement , ce qui est sans doute attribuable aux difficultés qu’ils rencontrent lorsqu’il s’agit de trouver un nouvel emploi.

La probabilité d’épuiser sa prestation varie selon les différentes catégories de prestataires d’assurance-emploi. En ce qui concerne les prestations ayant pris fin pendant l’exercice 2012-2013, les prestataires occasionnels (35,4 %) affichaient un taux d’épuisement des prestations beaucoup plus élevé que ceux des prestataires fréquents (31,8 %) et des travailleurs de longue date (27,4 %), comme le montre le tableau 19. Toutefois, parmi les prestataires fréquents qui avaient épuisé leurs prestations, un sur cinq a présenté une nouvelle demande d’assurance-emploi.

Tableau 19 : Taux d’épuisements des demandes d’assurance-emploi régulières ayant pris fin, selon le groupe démographique, 2010-2011 à 2012-2013 (%)
Groupes démographiques Taux d’épuisement des prestations Taux d’épuisement de la période de prestations
-2013 -2012 -2011 -2013 -2012 -2011
Province et territoire
Terre-Neuve-et-Labrador 27,0 26,0 24,1 43,4 45,9 41,2
Terre-Neuve-et-Labrador 35,3 31,9 26,8 31,8 33,1 30,1
Nouvelle-Écosse 32,9 32,1 28,0 30,2 31,6 29,7
Nouveau-Brunswick 26,5 28,5 25,2 41,0 40,8 37,3
Québec 30,7 30,0 24,2 27,8 30,4 29,5
Ontario 35,3 36,1 27,3 17,9 22,6 20,7
Manitoba 31,8 32,5 27,0 17,4 19,1 19,7
Saskatchewan 26,9 28,6 25,1 18,7 20,4 19,4
Alberta 32,8 35,6 28,7 13,5 16,4 15,3
Colombie-Britannique 37,4 37,8 32,2 18,3 20,6 22,0
Nunavut 36,7 29,9 23,5 25,8 33,9 24,2
Territoire du Nord-Ouest 32,7 26,5 26,4 27,1 31,4 28,3
Yukon 15,2 13,7 12,3 32,0 27,9 30,3
Sexe
Hommes 30,4 31,1 25,0 26,1 28,3 26,7
Femmes 35,9 35,6 29,5 21,1 24,9 23,0
Âge
Moins de 25 ans 31,4 30,9 27,5 19,0 18,6 19,3
25 à 44 ans 30,9 31,6 25,9 21,6 23,6 22,7
45 à 54 ans 31,3 31,1 24,7 27,6 32,4 29,1
55 ans et plus 38,7 39,5 31,5 28,0 33,2 30,5
Catégorie de prestataires de l’assurance-emploi
Travailleurs de longue date 27,4 29,8 19,0 19,7 27,9 24,3
Prestataires occasionnels 35,4 35,6 31,2 19,6 20,4 20,5
Prestataires fréquents 31,8 29,4 25,2 39,5 40,0 39,7
Saisonnalité[1]
Saisonniers 22,0 21,0 16,7 37,2 38,8 35,8
Non saisonniers 37,1 37,5 30,3 18,7 22,5 21,6
Canada 32,6 32,9 26,8 24,1 27,0 25,3

[1] Les prestataires saisonniers sont des personnes ayant présenté au moins trois demandes au cours des cinq dernières années, et dont deux d’entre elles ont été établies sensiblement au même moment de l’année que leur demande actuelle.

8.1.2 Épuisement des prestations, selon la norme variable d’admissibilité

La variation du taux d’épuisement des prestations est négativement liée à l’admissibilité aux prestations régulières, qui est fonction à la fois du nombre d’heures assurables accumulées et du taux de chômage régional Note de bas de page 81 .

Comme le montre le tableau 20, le taux d’épuisement des prestations chute considérablement lorsque le nombre d’heures assurables accumulées augmente. Par exemple, 58,7 % des prestataires comptant de 420 à 769 heures assurables en 2012-2013 ont épuisé leurs prestations, comparativement à 21,7 % des prestataires qui avaient accumulé de 1 470 à 1 819 heures assurables. Dans le cas des prestataires qui comptaient plus de 1 820 heures, le taux d’épuisement des prestations était légèrement plus élevé (25,8 %), probablement parce que le choc lié à la perte d’un emploi était plus important pour ces personnes. Ces prestataires peuvent être des travailleurs de longue date qui éprouve davantage de difficultés à trouver un nouvel emploi.

Le tableau 20 montre aussi que le taux d’épuisement des prestations varie considérablement selon le taux de chômage régional. Par exemple, pour les prestations régulières ayant pris fin en 2012-2013, les prestataires vivant dans les régions où le taux de chômage était de 10,0 % ou moins étaient plus susceptibles d’afficher un taux d’épuisement d’au moins 30 %, tandis que ceux des régions où le taux de chômage était de 12,1 % et plus avaient un taux d’épuisement des prestations inférieur à 25 %.

Lorsque l’on procède à une analyse transversale des taux d’épuisement des prestations en fonction du nombre d’heures assurables et du taux de chômage, la variation s’amplifie. Par exemple, le taux d’épuisement des prestations chez les prestataires qui comptaient moins de 769 heures assurables dans les régions où le taux de chômage était de 10,0 % ou moins était supérieur à 60 % en 2012-2013. À l’opposé, les prestataires qui avaient accumulé entre 1 120 et 1 469 heures assurables dans des régions où le taux de chômage variait de 12,1 % à 16,0 %, affichaient un taux d’épuisement des prestations de 10,3 %.

Le taux de réadmissibilité, qui correspond à la proportion de prestataires qui ont établi une nouvelle demande suite à l’épuisement de leur prestation, varie considérablement. Par exemple, 15,6 % des prestataires ayant épuisé leur période de prestations avec moins de 769 heures assurables ont pu établir une demande subséquente. En comparaison, les prestataires qui avaient établi une demande avec plus de 1 470 heures assurables, étaient beaucoup moins susceptibles (moins de 2 %) d’établir une nouvelle demande suite à l’épuisement de leurs prestations. De même, près de 20 % des prestataires qui avaient établi une demande dans une région où le taux de chômage était d’au moins 12,1 % ont pu établir une demande subséquente, par rapport à environ 7 % des prestataires ayant établi une demande dans une région où le taux de chômage était de 10,0 % ou moins.

Tableau 20 : Taux d’épuisement des prestations régulières (%), 2012-2013
Nombre d’heures d’emploi assurables Taux de chômage régional (%) Moyenne
0,1 à 8,0 8,1 à 10,0 10,1 à 12,0 12,1 à 16,0 16,1 et plus
420 à 769 62,0 68,0 61,2 52,8 42,2 58,7
770 à 1 119 54,4 49,2 35,9 19,9 20,0 45,4
1 120 à 1 469 32,8 26,3 19,6 10,3 13,8 26,8
1 470 à 1 819 24,1 22,0 14,9 11,7 16,2 21,7
1 820 et plus 27,5 27,2 19,4 13,8 16,8 25,8
Moyenne 35,1 33,8 28,6 23,9 23,6 32,6

8.1.3 Épuisement des prestations d’assurance-emploi régulières – prestataires saisonniers et prestataires saisonniers ayant connu une période creuse

D’un point de vue historique, les taux d’épuisement des prestations ont toujours été plus faibles chez les prestataires saisonniers que chez les prestataires non saisonniers, ce qui était également le cas pour les prestations ayant pris fin en 2012-2013. En effet, 22,0 % des prestataires saisonniers ont utilisé toutes les semaines de prestations régulières auxquelles ils avaient droit, alors que le taux d’épuisement des prestations était presque le double (37,1 %) chez les prestataires non saisonniers.

La variation des taux d’épuisement des prestations chez les prestataires saisonniers et non saisonniers qui touchent des prestations régulières, est attribuable au fait que lorsque les prestataires saisonniers sont mis à pied, la plupart d’entre eux ont un emploi en vue pour la prochaine saison et retourneront travailler à peu près à la même période l’année suivante. Toutefois, la plupart des prestataires réguliers non saisonniers doivent chercher du travail après leur mise à pied, de sorte qu’ils sont plus susceptibles de compter sur l’assurance-emploi pendant de longues périodes et d’épuiser les prestations auxquelles ils ont droit.

Le niveau d’admissibilité et la durée des prestations régulières ont une incidence particulière sur les prestataires saisonniers dont le cumul des périodes de travail et des périodes de prestations est inférieur à 52 semaines par année. Ces prestataires sont susceptibles de vivre ce qu’il est convenu d’appeler une période creuse, pendant laquelle ils ne toucheront aucune rémunération d’emploi ni prestation d’assurance-emploi si leur emploi saisonnier n’a pas encore recommencé au moment où ils auront épuisé leurs prestations d’assurance-emploi.

On dénombrait 13 360 prestataires saisonniers ayant connu une période creuse parmi les personnes dont la période de prestations a pris fin en 2012-2103, ce qui représente moins de 1 % de tous les prestataires réguliers dont la période de prestations s’est terminée pendant l’exercice. Le nombre de prestataires saisonniers temporairement sans revenu est à la hausse depuis le creux historique observé en 2009-2010 (6 790 prestataires). Les prestataires saisonniers touchés par une période creuse et dont la période de prestations a pris fin en 2012-2013, comptaient, en moyenne, 18,4 semaines de travail et 27,1 semaines de prestations d’assurance-emploi, y compris le délai de carence. Ils ont donc été sans revenu pendant 6,5 semaines en moyenne, ce qui correspond à la période creuse qu’ont connue ceux dont la période de prestations avait pris fin en 2011-2012. Pour près de la moitié (49,3 %) des prestataires saisonniers confrontés à une période creuse, celle-ci a été de cinq semaines ou moins, tandis que 30,8 % ont été sans revenu durant six à onze semaines, et 19,9 %, pendant douze semaines ou plus.

Comme il a été mentionné dans les rapports précédents, la probabilité de vivre une période creuse est plus élevée dans les régions à fort taux de chômage, où les prestataires ont besoin d’accumuler moins d’heures pour être admissibles aux prestations et où il peut y avoir des périodes prolongées de chômage entre deux saisons. Le Québec (43,2 %) et les provinces de l’Atlantique (17,8 %) étaient surreprésentés en ce qui a trait aux prestataires saisonniers ayant vécu une période creuse, pour un total de 61,0 % en 2012-2013, alors que ces prestataires ont respectivement représenté 32,4 % et 16,1 % de toutes les demandes de prestations régulières ayant pris fin au cours de l’exercice. Pendant la même période, l’Ontario comptait une forte proportion de prestataires saisonniers ayant connu une période creuse (18,7 %), mais cette province était en fait sous-représentée car 29,1 % des demandes de prestations régulières y ont été présentées.

8.2 Épuisement de la période de prestations pour les prestations d’assurance-emploi régulières

Sur l’ensemble des prestations régulières ayant pris fin en 2012-2013, 24,1 % des prestataires ont épuisé leur période de prestations avant le versement complet des prestations d’assurance-emploi régulières auxquelles ils avaient droit. Il s’agit d’une diminution par rapport à 2011-2012 (27,0 %) et à 2010-2011 (23,5 %). L’épuisement de la période de prestations est influencé par des variables ayant une incidence sur la durée des prestations d’assurance-emploi, comme l’admissibilité aux prestations régulières, les semaines de travail pendant une période de prestations et le recours aux prestations spéciales. Le lien entre ces facteurs et l’épuisement de la période de prestations est examiné en détail à la sous-section 8.2.4.

8.2.1 Épuisement de la période de prestations, selon les groupes démographiques

Comme il a été mentionné précédemment, l’épuisement de la période de prestations se rapporte aux demandes qui ont atteint la dernière semaine de la période de prestations avant le versement complet des prestations d’assurance-emploi régulières auxquelles les prestataires avaient droit. Toutes les provinces et tous les territoires, à l’exception du Nouveau-Brunswick et du Yukon, et la plupart des groupes démographiques (à l’exception des prestataires de moins de 25 ans) ont connu une diminution du taux d’épuisement de la période de prestations pour les demandes de prestations régulières ayant pris fin en 2012-2013, comparativement à l’exercice précédent, comme le montre le tableau 19 de la sous-section 8.1.1. Parmi les provinces, Terre-Neuve-et-Labrador affichait le plus haut taux d’épuisement de la période de prestations (43,3 %), et l’Alberta, le plus faible (13,5 %).

Les hommes ont davantage tendance à épuiser leur période de prestations que les femmes, car ils ont généralement droit à plus de semaines de prestations régulières et qu’ils sont davantage susceptibles de travailler pendant leur période de prestations et de reporter une partie de leurs prestations d’assurance-emploi. Les prestataires âgés de 45 ans et plus affichent généralement un taux d’épuisement plus élevé que celui des jeunes prestataires.

La probabilité d’épuiser la période de prestations avant le versement intégral des prestations varie considérablement entre les différentes catégories de prestataires selon leur recours antérieur à l’assurance-emploi. Dans le cas des demandes ayant pris fin au cours de l’exercice 2012-2013, 19,6 % des prestataires occasionnels et 19,7 % des travailleurs de longue date ont épuisé leur période de prestations, alors que 39,5 % des prestataires fréquents en ont fait autant, comme le montre le tableau 19.

Même si la durée moyenne des prestations régulières est plus courte pour les prestataires saisonniers que pour les prestataires non saisonniers, 37,2 % des prestataires saisonniers ont épuisé leur période de prestations en 2012-2013, comparativement à 18,7 % pour les prestataires non saisonniers. Le taux d’épuisement de la période de prestations chez les prestataires saisonniers est demeuré stable pendant trois ans, après être passé de 25,4 % en 2009-2010 à 35,8 % l’année suivante. La stabilité des variables ayant une incidence sur la durée des prestations au cours de cette période, comme le nombre de semaines régulières réclamées ou le nombre de semaines de travail pendant une période de prestations, porte à croire que les prestataires saisonniers ont davantage tendance à accumuler des heures assurables en travaillant pendant la saison morte Note de bas de page 82 et épuiser leur période de prestations depuis 2010-2011.

8.2.2 Épuisement de la période de prestations, selon la norme variable d’admissibilité

Comme le montre le tableau 21, les taux d’épuisement de la période de prestations sont passablement liés au nombre d’heures assurables. Par exemple, les prestataires qui ont accumulé de 420 à 769 heures en 2012-2013 affichaient un taux d’épuisement de 18,5 % en ce qui a trait à leur période de prestations, comparativement à près de 27 % des prestataires qui avaient accumulé de 1 120 à 1 819 heures, et à 22,7 % de ceux qui comptaient plus de 1 820 heures accumulées.

Tableau 21 : Taux d’épuisement de la période de prestations (%), 2012-2013
Nombre d’heures d’emploi assurables Taux de chômage régional (%) Moyenne
0,1 à 8,0 8,1 à 10,0 10,1 à 12,0 12,1 à 16,0 16,1 et plus
420 à 769 8,1 11,6 12,9 29,7 34,8 18,5
770 à 1 119 11,3 19,4 27,0 50,7 48,7 22,2
1 120 à 1 469 19,1 27,9 33,1 48,8 46,3 27,2
1 470 à 1 819 22,2 27,2 35,6 43,5 39,1 27,1
1 820 et plus 18,9 21,4 32,6 38,7 38,2 22,7
Moyenne 17,6 23,0 29,1 42,5 41,6 24,1

La variation des taux d’épuisement de la période de prestations est davantage fonction du taux de chômage que du nombre d’heures assurables. Pour les périodes de prestations ayant pris fin en 2012-2013, les prestataires dans les régions où le taux de chômage était de 8,0 % ou moins affichaient un taux d’épuisement de leur période de prestations moyen inférieur à 20 %, alors que dans les régions où le taux de chômage était d’au moins 12,1 %, le taux d’épuisement de leur période de prestations était près du double, à environ 40 %.

Les hauts taux d’épuisement de la période de prestations dans les régions à fort taux de chômage s’expliquent par le fait qu’une plus grande proportion de prestataires vivant dans ces régions ont travaillé pendant leur période de prestations. Alors qu’environ 55 % de tous les prestataires réguliers ont travaillé pendant leur période de prestations, cette proportion est beaucoup plus élevée (65 %) dans le cas des prestataires vivant dans des régions où le taux de chômage s’élevait à plus de 10,1 %. Comme il a été mentionné à la sous-section 4.1 de la section II de ce chapitre, les prestataires qui travaillent pendant leur période de prestations et qui gagnent un revenu suffisant peuvent reporter à plus tard leur semaine de prestations d’assurance-emploi au cours de la même période de prestations.

8.2.3 Épuisement de la période de prestations et taux de réadmissibilité

Comparativement aux prestataires qui avaient épuisé leurs prestations et dont le taux de réadmissibilité était d’environ 8 % en 2012-2013, les prestataires qui ont épuisé leur période de prestations affichaient un taux de réadmissibilité de 67,7 %, comme le montre le tableau 22. Le taux de réadmissibilité a augmenté, alors qu’il était de 61,5 % en 2011-2012 et de 57,6 % en 2010-2011. Si l’on tient compte de ces prestataires réadmissibles, 7,8 % des prestataires réguliers ont épuisé leur période de prestations sans établir une nouvelle demande en 2012-2013. Les taux de réadmissibilité varient selon les groupes démographiques, alors que près de 85 % des prestataires fréquents et des prestataires saisonniers ayant épuisé leur période de prestations ont présenté une nouvelle demande d’assurance-emploi, comparativement à 53 % des travailleurs de longue date.

De plus, comme le montre le tableau 22, les prestataires qui ont épuisé leur période de prestations après avoir accumulé un plus grand nombre d’heures assurables et/ou qui vivaient dans une région à faible taux de chômage, étaient moins susceptibles de présenter une nouvelle demande d’assurance-emploi.

Tableau 22 : Taux de réadmissibilité des prestataires ayant épuisé leur période de prestations (%), 2012-2013
Nombre d’heures d’emploi assurables Taux de chômage régional (%) Moyenne
0,1 à 8,0 8,1 à 10,0 10,1 à 12,0 12,1 à 16,0 16,1 et plus
420 à 769 64,0 63,4 68,8 80,0 83,0 75,2
770 à 1 119 68,3 77,1 73,7 82,8 80,6 76,9
1 120 à 1 469 73,8 76,4 70,7 80,5 76,8 75,6
1 470 à 1 819 64,2 64,9 58,0 73,9 72,7 65,2
1 820 et plus 47,5 47,4 52,3 62,3 64,3 50,4
Moyenne 62,4 66,4 64,3 77,7 76,9 67,7

8.2.4 Profil des prestataires selon le type d’épuisement

Comme il est mentionné précédemment, environ les deux tiers des prestataires qui ont épuisé leur période de prestations ont présenté une nouvelle demande en 2012-2013. Pour être en mesure de le faire, ces prestataires devaient accumuler suffisamment d’heures assurables pendant leur période de référence, qui correspond à la période de prestations qu’ils ont épuisée. Comme on a pu le voir à la sous-section 4.1 de la section II du chapitre, environ 54 % des prestataires réguliers ont travaillé pendant leur période de prestations. Toutefois, près des trois quarts des prestataires qui ont épuisé leur période de prestations ont travaillé pendant 18,5 semaines en moyenne pendant cette période. La mesure dans laquelle les prestataires ont travaillé pendant leur période de prestations a été sous-évaluée, car certains prestataires ont choisi d’interrompre leurs prestations d’assurance-emploi plutôt que de déclarer leur travail et leurs revenus toutes les deux semaines.

En 2012-2013, les prestataires qui n’ont pas épuisé leurs demandes d’assurance-emploi régulières en ont reçu pendant 13,2 semaines en moyenne, tandis que ceux qui ont épuisé leurs prestations en ont touché pendant 28,9 semaines en moyenne. Les prestataires qui ont épuisé leur période de prestations ont reçu des prestations régulières pendant 20,1 semaines en moyenne, ce qui est comparable au nombre de semaines de prestations de tous les prestataires réguliers (19,9 semaines).

Parmi tous les prestataires qui ont épuisé leur période de prestations, 16,1 % ont reçu des prestations spéciales en 2012-2013, ce qui est considérablement plus élevé que chez les prestataires qui n’ont pas épuisé leur période de prestations (9,0 %). Cette variation s’explique par le fait que la probabilité d’atteindre le seuil de 52 semaines de la période de prestations augmente lorsque les prestations spéciales sont combinées aux prestations régulières.

Le travail pendant une période de prestations et le recours aux prestations spéciales ont une incidence sur le taux d’épuisement de la période de prestations, puisque ces facteurs contribuent à prolonger la durée de la période de prestations. Les personnes qui ont touché des prestations spéciales étaient beaucoup moins susceptibles de présenter une nouvelle demande d’assurance-emploi. Par exemple, parmi les prestataires qui avaient épuisé leur période de prestations et qui ont demandé des prestations spéciales, un tiers a présenté une nouvelle demande en 2012-2013.

Par définition, les prestataires qui épuisent leurs prestations utilisent toutes les prestations régulières auxquelles ils ont droit. Les prestataires qui n’ont pas épuisé leurs demandes d’assurance-emploi ont utilisé, en moyenne, 40,1 % des prestations régulières auxquelles ils avaient droit, et 62,1 % des prestataires ont utilisé moins de 50 % des prestations régulières auxquelles ils avaient droit. En comparaison, les prestataires qui ont épuisé leur période de prestations ont utilisé 57,1 % des prestations régulières auxquelles ils avaient droit, et 33,0 % des prestataires ont utilisé au moins 75 % des prestations régulières auxquelles ils avaient droit.

Tableau 23 : Profil des prestataires, selon le type d’épuisement, 2012-2013
Tous les prestataires réguliers Prestataires n’ayant pas épuisé leurs demandes Prestataires ayant épuisé leurs prestations Prestataires ayant épuisé leur période de prestations
Taux d’épuisement S.O.[1] S.O.[1] 32,6 % 24,1 %
Période creuse avant la prochaine demande
Prestataires réadmissibles (nouvelles demandes) 18,8 % 1,1 % 7,8 % 67,7 %
Prestataires non réadmissibles (pas de nouvelle demande) 81,2 % 98,9 % 92,2 % 32,3 %
Taux d’épuisement rajusté S.O.[1] S.O.[1] 30,1 % 7,8 %
Travail pendant une période de prestations 54,3 % 54,5 % 37,4 % 76,2 %
Nombre moyen de semaines de travail pendant la période de prestations 12,6 9,2 12,2 18,5
Nombre moyen de semaines de prestations régulières versées 19,9 13,2 28,9 20,1
Prestations mixtes (recours aux prestations spéciales) 10,9 % 9,0 % 9,9 % 16,1 %
Proportion des prestations d’assurance-emploi utilisées
<25 % 18,6 % 33,8 % 13,9 %
25 % - <50 % 18,5 % 28,3 % 24,1 %
50 % - <75 % 15,7 % 19,3 % 28,9 %
75 % - 100 %

Moyenne des prestations d’assurance-emploi utilisées
47,2 %

62,3 %
18,5 %

40,1 %
100,0 %

100,0 %[2]
33,0 %

57,1 %

[1] Par définition, le taux d’épuisement ne concerne que les prestataires qui épuisent leurs prestations (ceux qui épuisent leurs prestations et leur période de prestations).

[2] Par définition, les prestataires qui ont épuisé leurs prestations ont utilisé toutes les prestations régulières auxquelles ils avaient droit.

8.3 Épuisement combiné des prestations d’assurance-emploi régulières

L’épuisement combiné des demandes d’assurance-emploi régulières fait référence à toutes les demandes pour lesquelles les prestataires ont cessé de recevoir des prestations régulières parce qu’ils ont reçu tout ce à quoi ils avaient droit ou parce que leur période de prestations a pris fin. En 2012-2013, le taux d’épuisement agrégé était de 56,7 %, ce qui est comparable à 59,9 % en 2011-2012. Le taux de réadmissibilité obtenu en regroupant tous les prestataires qui avaient épuisé leur demande était de 33,4 %. Par conséquent, en tenant compte des prestataires qui étaient réadmissibles à l’assurance-emploi, le taux d’épuisement combiné s’établi à 37,9 %.

9. Disposition de l’initiative Jumeler les Canadiens et les Canadiennes aux emplois disponibles (JCED)

Dans le cadre du Plan d’action économique de 2012, l’initiative JCED vise à aider les prestataires d’assurance-emploi à retourner au travail aussi rapidement que possible. L’initiative JCED est entrée en vigueur le 6 janvier 2013 et comporte les mesures suivantes :

  1. amélioration des alertes-emploi et de l’information sur le marché du travail pour soutenir les activités de recherche d’emploi;
  2. modifications législatives et nouvelles mesures d’intégrité pour renforcer l’obligation des prestataires à entreprendre des « démarches raisonnables de recherche d’emploi » pour trouver un « emploi convenable » Note de bas de page 83 ;
  3. renforcement des liens entre le Programme des travailleurs étrangers temporaires (PTET) et le régime d’assurance-emploi pour s’assurer que les Canadiens sont pris en considération avant les travailleurs étrangers temporaires;
  4. projets de collaboration conclus avec la Colombie-Britannique et le Manitoba afin de fournir aux prestataires d’assurance-emploi de l’aide à l’emploi plus tôt pendant leur période d’admissibilité.

9.1 Système Alerte-emploi amélioré

Les prestataires d’assurance-emploi peuvent choisir de s’inscrire pour recevoir quotidiennement des alertes-emploi, qui contiennent des offres d’emplois et de l’information sur le marché du travail. Le système amélioré d’Alerte-emploi, qui intègre les offres d’emploi des services d’affichage du secteur privé, présente une liste plus exhaustive des emplois disponibles selon la profession et le lieu choisis par une personne. Les prestataires recevront aussi de l’information complémentaire, portant notamment sur d’autres professions pour lesquelles ils pourraient être qualifiés, qui pourrait les aider à décider de la façon et du moment d’élargir leur recherche d’emploi. Le système amélioré d’Alerte-emploi est aussi offert aux personnes qui ne reçoivent pas de prestations d’assurance-emploi, mais qui souhaitent recevoir les offres d’emploi.

En plus du service Alerte-emploi, d’autres outils sont offerts en ligne, comme le site Web de Travailler au Canada (TaC), qui fournit de l’information pertinente sur le marché du travail pour aider les chômeurs ou les personnes sous-employées à prendre des décisions relatives à leur carrière.

Du 6 janvier au 31 mars 2013, 2,1 millions d’alertes-emploi ont été envoyées à 35 511 abonnés, et 61 417 employeurs ont affiché 243 949 nouveaux emplois sur le site Web de TaC. Lorsque plus de données seront disponibles, les prochains Rapports de contrôle et d’évaluation de l’assurance-emploi présenteront une analyse plus exhaustive.

9.2 Les responsabilités des prestataires d’assurance-emploi

De nouveaux règlements sur l’assurance-emploi ont permis de clarifier les responsabilités des prestataires du régime Note de bas de page 84 en définissant en quoi consiste des démarches raisonnables de recherche d’emploi et un emploi convenable. Les prestataires doivent mener une recherche d’emploi raisonnable en vue de trouver un emploi convenable dans leur région, et ils ne sont pas tenus de déménager ou de se déplacer vers les endroits où se trouvent les emplois disponibles pour demeurer éligibles aux prestations d’assurance-emploi. Les critères utilisés pour définir en quoi consiste des démarches raisonnables de recherche d’emploi sont : les activités de recherche d’emploi, l’intensité de ces recherches, le type de travail recherché et la preuve des efforts de recherche d’emploi. Les critères servant à définir ce qu’est un emploi convenable sont : le type de travail, le salaire, le temps de déplacement, les conditions de travail, l’horaire de travail et la situation personnelle. Les exigences concernant le type de travail et le salaire varient en fonction de la catégorie du prestataire Note de bas de page 85 . La section 1.5 du chapitre 2 fournit plus de renseignements au sujet de la répartition nationale des demandes de prestations régulières selon la catégorie de prestataires d’assurance-emploi.

Séances d’information pour les prestataires

Depuis février 2013, après l’adoption des nouveaux règlements sur l’assurance-emploi, les séances d’information pour les prestataires ont été adaptées en fonction de chacun des trois groupes de prestataires, soit les prestataires fréquents, les prestataires occasionnels et les travailleurs de longue date. De plus, les prestataires orientés vers ces séances d’information sont identifiés au moyen de critères de filtrage uniformisés et des exigences du dernier emploi qu’ils ont occupé.

Une évaluation ministérielle est en cours dans le but d’examiner l’impact des séances d’information remaniées pour jumeler les prestataires d’assurance-emploi aux emplois disponibles. L’évaluation servira à comparer les prestataires qui sont orientés vers les séances d’information à un échantillon aléatoire de prestataires présentant des caractéristiques similaires qui ne sont pas aiguillés vers ces séances (c.-à-d. un groupe témoin). Des indicateurs comme la durée moyenne des prestations régulières seront comparés. Les résultats préliminaires de l’évaluation seront présentés dans les prochains Rapports de contrôle et d’évaluation de l’assurance-emploi.

9.3 Collaboration avec les provinces et les territoires

Le gouvernement collabore avec les provinces de la Colombie-Britannique et du Manitoba depuis l’exercice 2013-2014, afin d’offrir de façon proactive des mesures de soutien à l’emploi aux clients de l’assurance-emploi plus tôt pendant leur période de prestations. Les projets de collaboration, qui relèvent des pouvoirs et du financement actuels des Ententes sur le développement du marché du travail (EDMT) conclues avec ces provinces, visent à mettre à l’essai des mesures d’intervention précoce favorisant un retour rapide sur le marché du travail. Une évaluation de ces projets de collaboration sera disponible dès l’automne 2014.

10. Redistribution du revenu des prestations d’assurance-emploi régulières

Tout comme on l’a fait en ce qui concerne l’analyse de la redistribution du revenu pour le total des prestations de revenu de l’assurance-emploi, ce rapport rend compte des résultats de l’examen de la redistribution du revenu tiré des prestations d’assurance-emploi régulières. La somme des prestations régulières que chaque province ou territoire, industrie et groupe démographique a reçu en prestations régulières a été divisée par le montant total des cotisations d’assurance-emploi versées. Ces ratios ont par la suite été rajustés de façon à ce que le ratio pour le Canada soit égal à 1,0 Note de bas de page 86 . Le ratio obtenu pour chaque administration indique si celle-ci a reçu plus de prestations qu’elle n’a versé de cotisations au régime, par rapport au Canada dans son ensemble.

10.1 Ratios prestations d’assurance-emploi régulières-cotisations (P/C), selon la province ou le territoire Note de bas de page 87

Les provinces de l’Atlantique et le Québec Note de bas de page 88 sont demeurés des bénéficiaires nets des prestations régulières du régime d’assurance-emploi en 2011, comme pour les années précédentes, avec des ratios rajustés supérieurs à 1,0. L’Ontario et les provinces de l’Ouest, pour leur part, sont demeurées des contributrices nettes, avec des ratios rajustés inférieurs à 1,0 (voir le graphique 30) Note de bas de page 89 . De façon générale, les provinces dont le ratio prestations-cotisations est plus élevé affichent aussi un taux de chômage élevé. En 2011, les provinces de l’Atlantique ont enregistré les plus hauts taux de chômage au pays, tandis que les plus faibles ont été observés dans les provinces de l’Ouest en raison du solide rendement économique de la région au cours des dernières années.

Montrer le tableau de données
T.-N.-L. Î.-P.-É. N.-É. N.-B. Qc. Ont. Man. Sask. Alta. C.-B.
Ratio ajusté total prestation/cotisations 4,1 3,5 2,0 2,6 1,2 0,7 0,6 0,6 0,5 0,9
Taux de chômage (Canada = 7,5 %) 12,7 % 11,4 % 8,8 % 9,5 % 7,8 % 7,8 % 5,4 % 5,0 % 5,4 % 7,5 %

10.2 Ratios prestations régulières-cotisations, selon le secteur et l’industrie

En 2011, le secteur de la production des biens était un bénéficiaire net des prestations régulières du régime d’assurance-emploi, avec un ratio rajusté prestations régulières-cotisations (P/C) de 1,8, tandis que le secteur des services était un cotisant net, avec un ratio rajusté de 0,8. Comme on l’a vu précédemment au chapitre 1, en 2012-2013, le secteur de la production des biens regroupait 36,3 % de toutes les demandes de prestations régulières et 22,0 % des salariés, de sorte que ce secteur était surreprésenté par rapport au nombre de demandes de prestations régulières. À l’inverse, le secteur des services regroupait 58,8 % de l’ensemble des demandes de prestations régulières et 78,0 % des salariés, ce qui indique que ce secteur était sous-représenté en ce qui a trait aux demandes de prestations.

Le secteur de la production des biens compte certaines industries où la proportion de travailleurs saisonniers est élevée – comme l’agriculture, la foresterie, la pêche et la chasse (ratio prestations régulières-cotisations de 4,2) et la construction (2,8). Par conséquent, les industries du secteur de la production des biens sont demeurées d’importantes bénéficiaires nettes du régime, comme c’était le cas en 2010.

Comme le montre le tableau 24, au sein du secteur des services, trois industries ont été des bénéficiaires nettes des prestations régulières du régime de l’assurance-emploi, avec un ratio rajusté prestations régulières-cotisations (P/C) supérieur à 1,0. Il s’agit de l’industrie des arts, des spectacles et des loisirs (ratio prestations régulières-cotisations de 2,0), de l’industrie des services administratifs, des services de soutien, des services de gestion des déchets et des services d’assainissement (ratio prestations régulières-cotisations de 1,4) et de l’industrie des services d’hébergement et de restauration (ratio prestations régulières-cotisations de 1,3).

Tableau 24 : Ratios rajustés prestations régulières-cotisations, selon le secteur et l’industrie, 2011[1]
Secteur de la production des biens 1,8
Agriculture, foresterie, pêche et chasse 4,2
Exploitation minière et extraction de pétrole et de gaz 0,8
Services publics 0,4
Construction 2,8
Fabrication 1,2
Secteur des services 0,8
Commerce de gros 0,9
Commerce de détail 0,8
Transport et entreposage 0,9
Transport et entreposage 0,6
Finance et assurances 0,4
Services immobiliers, de location et de location à bail 1,0
Services professionnels, scientifiques et techniques 0,8
Gestion de sociétés et d’entreprises 0,8
Services administratifs, services de soutien,

services de gestion des déchets et services d’assainissement
1,4
Services d’enseignement 0,7
Soins de santé et assistance sociale 0,4
Industrie des arts, des spectacles et des loisirs 2,0
Services d’hébergement et de restauration 1,3
Autres services 1,0
Administrations publiques 0,5
Ensemble des industries 1.0

[1] Dans le but de faciliter l’analyse, les ratios prestations-cotisations ont été rajustés de manière à ce que le ratio national soit égal à 1,0.

10.3 Ratios prestations régulières-cotisations, selon le sexe et l’âge

Les travailleurs âgés étaient des bénéficiaires nets en 2011, avec un ratio prestations régulières-cotisations supérieur à 1,0. Ce résultat concorde avec les conclusions d’une étude d’évaluation Note de bas de page 90 , qui montre que les travailleurs âgés (55 ans et plus) sont généralement plus susceptibles d’être des bénéficiaires nets des prestations d’assurance-emploi régulières.

Les hommes (ratio prestations régulières-cotisations de 1,2) ont été des bénéficiaires nets, avec un ratio prestations régulières-cotisations supérieur à 1,0. Toutefois, les femmes (ratio prestations régulières-cotisations de 0,8) étaient des cotisantes nettes du régime d’assurance-emploi en 2011 si l’on tient compte uniquement des prestations régulières, par rapport au ratio obtenu lorsque toutes les prestations de revenu de l’assurance-emploi sont prises en compte (ratio de 1,1).

11. Prestations d’assurance-emploi régulières et travailleurs saisonniers

11.1 Travailleurs saisonniers

Selon les données de l’Enquête sur la population active (EPA), il y avait 456 100 travailleurs saisonniers Note de bas de page 91 en 2012-2013, ce qui représente une baisse de 0,1 % par rapport à 2011-2012. Les travailleurs saisonniers représentaient 22,5 % de tous les travailleurs temporaires et 3,1 % de tous les salariés en 2012-2013.

Le nombre de travailleurs saisonniers a augmenté depuis dix ans, avec une hausse de 15,8 % depuis 2002-2003, mais leur proportion par rapport à l’ensemble des travailleurs temporaires est demeurée stable (entre 22 % et 24 %) au cours de cette période. La proportion de travailleurs saisonniers sur l’ensemble des salariés est elle aussi demeurée stable depuis dix ans, autour de 3 %.

Une étude récente Note de bas de page 92 ayant porté sur les travailleurs saisonniers a permis de constater qu’ils sont plus susceptibles d’être de sexe masculin, d’avoir un niveau de scolarité peu élevé et d’avoir moins de personnes à charge que les travailleurs en général. Ils sont également plus nombreux dans les provinces de l’Atlantique et dans les industries primaires.

Ces conclusions sont confirmées par une autre étude récente Note de bas de page 93 , qui a aussi révélé que le nombre de travailleurs saisonniers a augmenté de façon constante et plus rapidement que tous les autres types de salariés entre 1997 et 2011, que les travailleurs saisonniers vieillissent plus rapidement que l’ensemble des travailleurs canadiens et qu’ils se retrouvent plus fréquemment dans des entreprises comptant moins de 20 employés.

11.2 Demandes saisonnières présentées par des prestataires de prestations d’assurance-emploi régulières

Le nombre de demandes de prestations saisonnières Note de bas de page 94 de l’assurance-emploi a augmenté de 1,5 %, pour se chiffrer à 448 220 en 2012-2013. Parmi ces demandes, 419 930 provenaient de prestataires régulières, et 28 290 de prestataires de prestations de pêcheur Note de bas de page 95 . L’analyse présentée dans les sous-sections portant sur la saisonnalité est axée sur les demandes de prestations régulières.

Par le passé, la situation du marché du travail a eu moins d’incidence sur le volume des demandes saisonnières que sur celui des prestations régulières non saisonnières. Toutefois, la récession de la fin des années 2000 et la croissance qui s’en est suivie ont contribué à la baisse de la proportion de demandes saisonnières par rapport à l’ensemble des demandes de prestations régulières en 2008-2009, et aux augmentations subséquentes entre 2009-2010 et 2012-2013, comme l’illustre le graphique 31.

Montrer le tableau de données
Prestations régulières saisonnière en tant que proportion du total

des prestations régulières, 2000-2001 à 2012-2013
2000-2001 28,7 %
2001-2002 26,7 %
2002-2003 27,9 %
2003-2004 27,5 %
2004-205 29,1 %
2005-2006 30,4 %
2006-2007 30,7 %
2007-2008 30,5 %
2008-2009 25,1 %
2009-2010 25,8 %
2010-2011 27,3 %
2011-2012 29,0 %
2012-2013 30,9 %

Les données administratives de l’assurance-emploi montrent que le nombre de demandes saisonnières présentées par des demandeurs de prestations régulières s’est accru de 1,9 %, pour atteindre 419 930 en 2012-2013. Ces demandes saisonnières représentaient 30,9 % de l’ensemble des demandes de prestations régulières présentées en 2012-2013, ce qui constitue une hausse de 29,0 % par rapport à l’année précédente. La proportion de demandes saisonnières en 2012-2013 concorde avec la tendance observée avant la récession de la fin des années 2000, alors que les demandes saisonnières représentaient environ 30 % de toutes les demandes de prestations d’assurance-emploi régulières.

Comme le montre le tableau 25, les demandes de prestations saisonnières proviennent le plus souvent des travailleurs de 45 ans et plus, des provinces de l’Atlantique et du Québec, et du secteur de la production des biens. Les industries de la construction, de la fabrication et de l’enseignement sont celles d’où provient près de la moitié de toutes les demandes saisonnières de l’assurance-emploi.

Tableau 25 :Demandes de prestations d’assurance-emploi régulières et demandes saisonnières de prestations régulières, 2012-2013
Demandes saisonnières de prestations d’assurance-emploi régulières Demande de prestations d’assurance-emploi régulières Demandes saisonnières de prestations régulières en proportion des demandes de prestations régulières Proportion de l’ensemble des demandes saisonnières de prestations régulières Proportion de l’ensemble des demandes de prestations régulières
Canada 419 930 1 356 810 31,0 % 100,0 % 100,0 %
Sexe
Hommes 259 690 814 090 31,9 % 61,8 % 60,0 %
Femmes 160 240 542 720 29,5 % 38,2 % 40,0 %
Âge
15 à 24 ans (jeunes) 11 980 138 910 8,6 % 2,9 % 10,2 %
25 à 44 ans 154 550 594 800 26,0 % 36,8 % 43,8 %
45 à 54 ans 128 020 339 570 37,7 % 30,5 % 25,0 %
55 ans et plus (travailleurs âgés) 125 380 283 530 44,2 % 29,9 % 20,9 %
Provinces et territoires
Terre-Neuve-et-Labrador 32 430 62 720 51,7 % 7,7 % 4,6 %
Île-du-Prince-Édouard 9 000 16 370 55,0 % 2,1 % 1,2 %
Nouvelle-Écosse 26 980 62 440 43,2 % 6,4 % 4,6 %
Nouveau-Brunswick 35 110 73 140 48,0 % 8,4 % 5,4 %
Québec 161 190 436 640 36,9 % 38,4 % 32,2 %
Ontario 91 870 404 400 22,7 % 21,9 % 29,8 %
Manitoba 10 680 37 750 28,3 % 2,5 % 2,8 %
Saskatchewan 8 180 27 360 29,9 % 2,0 % 2,0 %
Alberta 12 390 84 700 14,6 % 3,0 % 6,2 %
Colombie-Britannique 31 100 146 720 21,2 % 7,4 % 10,8 %
Nunavut 80 900 8,9 % 0,0 % 0,1 %
Territoires du Nord-Ouest 280 1 610 17,4 % 0,1 % 0,1 %
Yukon 640 2 060 31,1 % 0,2 % 0,2 %
Secteur
Secteur de la production des biens 182 000 492 460 37,0 % 43,3 % 36,3 %
Secteur des services 224 280 797 760 28,1 % 53,4 % 58,8 %

En général, environ la moitié des demandes saisonnières de prestations régulières sont présentées au troisième trimestre de l’exercice, entre octobre et décembre. En 2012-2013, 48,2 % des nouvelles demandes saisonnières de prestations régulières ont été établies entre octobre et décembre. Ce fait témoigne des tendances saisonnières qui se manifestent surtout dans les industries de la construction et de la fabrication. Par ailleurs, l’industrie des services d’enseignement affiche une tendance différente, car 93,1 % des nouvelles demandes saisonnières y sont présentées au cours des deux premiers trimestres de l’exercice financier, entre avril et septembre.

Même s’il y a des prestataires saisonniers dans toutes les provinces, les demandes saisonnières sont plus nombreuses dans celles où une bonne part des emplois est rattachée aux industries saisonnières. Le Québec a la plus forte incidence de saisonnalité; cette province comptait pour 38,4 % de toutes les demandes saisonnières de prestations régulières en 2012-2013, comparativement à 32,4 % de l’ensemble des demandes de prestations régulières. À l’inverse, l’Ontario comptait pour 21,9 % des demandes saisonnières, mais pour 29,8 % de toutes les demandes de prestations régulières. Cette disparité s’explique en partie par les caractéristiques saisonnières de l’industrie de la construction, qui diffèrent dans ces deux provinces. Par exemple, au Québec, 46 670 (ou 50,4 %) demandes de prestations régulières provenant de l’industrie de la construction étaient des demandes saisonnières en 2012-2013 par rapport à l’ensemble des demandes, alors qu’en Ontario, les chiffres étaient de 21 040 ou 31,9 %. À l’échelle nationale, 99 980, ou 38,7 % de toutes les demandes de prestations étaient des demandes saisonnières dans l’industrie de la construction.

Les provinces de l’Atlantique, qui dépendent fortement des industries saisonnières, ont aussi enregistré un nombre élevé de demandes saisonnières en ce qui concerne les prestations régulières. Regroupées, les quatre provinces de l’Atlantique représentaient 24,7 % des demandes saisonnières, mais seulement 15,8 % de l’ensemble des demandes de prestations régulières en 2012-2013. La Colombie-Britannique et l’Alberta, quant à elles, affichaient une incidence plus faible des demandes saisonnières de prestations régulières (ne comptant que pour 7,4 % et 3,0 % respectivement de toutes les demandes saisonnières, comparativement à 10,8 % et 6,2 % de toutes les demandes de prestations régulières).

11.3 Accès aux prestations d’assurance-emploi régulières chez les prestataires saisonniers

L’Enquête sur la couverture de la population par le régime d’assurance-emploi (ECAE) montre que l’accès aux prestations régulières chez les travailleurs saisonniers est plus élevé que chez les autres travailleurs dont le régime d’emploi est atypique Note de bas de page 96 , mais qu’il est plus faible que chez les travailleurs qui occupent un emploi permanent à temps plein. Une étude récente Note de bas de page 97 basée sur l’Enquête canadienne par panel sur l’interruption d’emploi (ECPIE) a confirmé que la probabilité d’être éligible aux prestations d’assurance-emploi régulières est plus faible (de 12 points de pourcentage) chez les travailleurs saisonniers que chez les travailleurs occupant un emploi permanent à temps plein qui ont connu une cessation d’emploi. En 2011, 81,2 % des travailleurs saisonniers en chômage qui avaient payé des cotisations avant d’être mis à pied ou de démissionner pour un motif valable, étaient éligibles aux prestations régulières. Par ailleurs, 60,0 % des autres travailleurs atypiques et 91,2 % des travailleurs permanents à temps plein ayant vécu la même situation, étaient éligibles aux prestations régulières en 2011.

Des données administratives de l’assurance-emploi montrent que la différence au chapitre de l’accès aux prestations régulières entre les travailleurs saisonniers et les travailleurs qui occupent un emploi permanent à temps plein est attribuable au nombre moins élevé d’heures assurables qu’accumulent les prestataires saisonniers. Parmi les personnes qui ont demandé des prestations régulières en 2011-2012, 94,5 % comptaient au moins 700 heures d’emploi assurable, c’est-à-dire le nombre maximum d’heures nécessaires pour avoir droit aux prestations d’assurance-emploi. La proportion de prestataires saisonniers était légèrement plus faible, à 92,4 %. En outre, l’étude mentionnée ci-dessus a également permis de constater que le nombre moyen d’heures assurables accumulées par les travailleurs saisonniers était de 34,6 % de moins que celui des travailleurs permanents à temps plein.

11.4 Admissibilité aux prestations d’assurance-emploi régulières chez les prestataires saisonniers

En 2012-2013, les prestataires saisonniers ont eu droit à 31,3 semaines de prestations régulières en moyenne, une baisse par rapport à 32,7 semaines en 2011-2012. Le nombre de semaines d’admissibilité diminue depuis la récession, alors qu’il était de 39,0 semaines en 2009-2010. Cette récente baisse a fait en sorte que la période d’admissibilité moyenne aux prestations régulières s’est de nouveau rapprochée du niveau antérieur à la récession, qui était de 31,9 semaines en 2007-2008.

Par rapport à l’ensemble des demandeurs de prestations régulières, les prestataires saisonniers tendent à utiliser une plus faible proportion de leur période d’admissibilité. L’écart dans la proportion de la période d’admissibilité utilisée s’est accru en 2011-2012 entre les prestataires saisonniers et les prestataires réguliers par rapport à 2010-2011. Par demande, les prestataires saisonniers réguliers ont utilisé, en moyenne, 59,0 % de leur période d’admissibilité pour les demandes présentées en 2011-2012, et 60,5 % pour les demandes présentées en 2010-2011 Note de bas de page 98 . En comparaison, les prestataires réguliers ont utilisé 62,2 % de leur période d’admissibilité pour les demandes présentées en 2011-2012, et 62,1 % pour les demandes établies en 2010-2011.

11.5 Durée des prestations d’assurance-emploi régulières chez les prestataires saisonniers

Parallèlement, la durée moyenne des prestations régulières est également plus courte dans le cas des prestataires saisonniers que pour l’ensemble des prestataires réguliers. En moyenne, les prestataires saisonniers réguliers qui ont présenté une demande en 2011-2012 ont touché des prestations pendant 18,5 semaines, tandis que les prestataires réguliers ont touché, en moyenne, des prestations pendant 19,9 semaines. Il en va de même pour les demandes présentées en 2010-2011; les prestataires saisonniers ont touché, en moyenne, des prestations pendant 19,9 semaines, et les prestataires réguliers, pendant 21,5 semaines en moyenne.

12. Les prestations d’assurance-emploi régulières et la mobilité de la main-d’œuvre

On observe un déplacement important de la main-d’œuvre au Canada, principalement des régions où le taux de chômage est élevé et la rémunération est faible vers les régions où le taux de chômage est plus faible et les salaires plus élevés. Toutefois, la variation des taux de chômage entre les régions, qui s’est poursuivie pendant des décennies et qui s’est maintenue tout au long de la récession de la fin des années 2000, donne à penser que l’inertie géographique existe dans les marchés du travail canadiens, du moins dans une certaine mesure. Malgré les débouchés offerts dans d’autres régions du pays, certains travailleurs ne sont pas aptes à déménager ou disposés à le faire, ce qui contribue à créer des foyers de chômage.

12.1 Mobilité de la main-d’œuvre au Canada

Selon des estimations démographiques Note de bas de page 99 de Statistique Canada sur la mobilité interprovinciale de la main-d’œuvre en 2012-2013, seulement trois provinces, l’Alberta (+47 224), la Saskatchewan (+1 779) et Terre-Neuve-et-Labrador (+519), affichaient un solde migratoire net positif par rapport à l’ensemble des provinces au pays, comme le montre le graphique 32. L’Ontario (-21 366), la Colombie-Britannique (-7 165) et le Québec (-7 025), les trois plus grandes provinces du Canada, affichaient les soldes migratoires nets négatifs les plus élevés.

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Graphique 32 : Mobilité de la main-d'œuvre au Canada, 2012-2013
Entrants Sortants
T.-N.-L. 8 877 8 358
Î.-P.-É. 2 693 3 864
N.-É. 14 482 19 806
N.-B. 10 566 13 839
Qc 22 922 29 947
Ont. 63 321 84 687
Man. 13 693 17 465
Sask. 21 723 19 944
Alb. 102 206 54 982
C.-B. 47 056 54 221

Source : Statistique Canada, Enquête sur la population active.

En 2012-2013, l’Alberta a attiré 102 206 entrants, soit plus que toute autre province, suivie de l’Ontario (63 321) et de la Colombie-Britannique (47 056). Depuis 2000-2001, la province de l’Alberta a connu chaque année le plus important mouvement migratoire positif net, sauf en 2009-2010 (-2 343). Au cours des dix dernières années combinées, seules l’Alberta (+226 517), la Colombie-Britannique (+67 339) et le Yukon (+1 955) ont affiché un flux migratoire net positif, tandis que toutes les autres provinces et tous les autres territoires ont connu un flux migratoire net négatif.

À l’heure actuelle, deux tendances se dégagent en ce qui a trait à la mobilité des travailleurs au Canada, soit un déplacement de l’est vers l’ouest et un déplacement vers l’Alberta. Selon une analyse des données de Statistiques Canada, la majorité des travailleurs (61,2 %) qui ont quitté les provinces de l’Atlantique en 2012-2013 se sont réinstallés en Alberta (33,3 %) ou en Ontario (27,9 %). La majorité des travailleurs qui ont quitté le Québec ont déménagé en Ontario (57,7 %), tandis que ceux qui ont quitté l’Ontario se sont principalement réinstallés en Alberta (40,3 %), ainsi qu’au Québec (17,1 %) et en Colombie-Britannique (15,6 %).

L’Alberta a été la destination de prédilection pour tous les sortants provinciaux, sauf pour ceux qui quittaient le Québec et l’Île-du-Prince-Édouard. L’Alberta était surtout prisée par les sortants de l’Ontario, de la Colombie-Britannique et de la Saskatchewan qui, regroupés, représentaient 71,9 % de tous les entrants dans la province. La majorité des personnes qui ont quitté l’Alberta ont migré vers la Colombie-Britannique (36,0 %) ou l’Ontario (23,7 %).

En 2012-2013, l’Alberta affichait un taux de chômage de 4,5 %, qui était bien en deçà de la moyenne nationale de 7,2 %, ce qui correspond aux données des années précédentes. Les possibilités d’emploi peuvent expliquer en partie le déplacement des migrants vers l’Alberta au cours des dernières années. La mobilité interprovinciale de la main-d’œuvre continuera de faire l’objet d’une analyse dans les prochains Rapports de contrôle et d’évaluation de l’assurance-emploi.

12.2 Répercussions de l’assurance-emploi sur la mobilité de la main-d’œuvre

Un certain nombre d’études réalisées au cours des dix dernières années ont porté sur les facteurs déterminants de la mobilité de la main-d’œuvre et sur la question de savoir si l’assurance-emploi influence la décision de quitter une province afin de trouver un emploi. Selon les résultats de ces études, des facteurs comme les caractéristiques personnelles et celles du marché du travail, ainsi que les frais de déménagement influencent grandement les décisions prises à cet égard Note de bas de page 100 , alors que la générosité du régime d’assurance-emploi ne semble pas avoir de répercussions sur ces décisions Note de bas de page 101 .

Un récent rapport de recherche Note de bas de page 102 a permis de conclure que parmi les prestataires réguliers de l’assurance-emploi, ceux qui vivaient dans des régions à fort taux de chômage (12,1 % et plus) étaient plus susceptibles de se déplacer d’une région économique à une autre pour le travail, mais ils avaient moins tendance à migrer vers une autre région économique. Toutefois, l’effet global de l’admissibilité à l’assurance-emploi sur l’attachement géographique est très minime.

Une autre étude récente Note de bas de page 103 a comparé les habitudes des prestataires d’assurance-emploi avec celles des non-prestataires en ce qui a trait aux déplacements et à la mobilité. Les conclusions ont révélé que l’assurance-emploi n’a pas d’effet dissuasif sur la mobilité des travailleurs. On a constaté que les prestataires d’assurance-emploi étaient plus susceptibles de faire la navette entre la maison et le travail sur une distance de 30 kilomètres ou plus et de travailler à l’extérieur de leur subdivision de recensement que les personnes qui ne touchaient pas d’assurance-emploi. Ils étaient aussi plus susceptibles de déménager à plus de 100 kilomètres.

En outre, les auteurs d’une autre étude Note de bas de page 104 ont conclu que la suppression des prestations d’assurance-emploi bonifiées dans certaines régions, de même que l’élimination des écarts régionaux pour ce qui est de la NVA, auraient pour effet d’accroître le taux de migration de moins de 1 %. De façon générale, les éléments de preuve tendent à démontrer que l’assurance-emploi n’est pas un obstacle à la mobilité.

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