Rapport de contrôle et d'évaluation de l’assurance-emploi 2014-2015 Annexe 6 – Principales études citées au chapitre II et IV

1. Utilisation des prestations régulières et spéciales par les prestataires de maternité et parentales

Auteur(s), Année

EDSC, Direction de l’évaluation, 2013

Objectif(s)

L’étude examine l’utilisation des prestations spéciales et régulières de l’assurance emploi par les demandeurs de prestations de maternité et parentales. L’objectif est de déterminer dans quelle mesure ces prestataires combinent les prestations et de quelle façon ils le font. Étant donné que le Québec a mis en place le Régime québécois d’assurance parentale en 2006, le rapport se concentre sur les demandes de partout au Canada, à l’exception du Québec.

Principale(s) constatation(s)

Le nombre de demandes de prestations parentales et de maternité a augmenté de 17,5 % entre 2002-2003 et 2010-2011. L’augmentation la plus flagrante est celle observée dans les demandes de prestations parentales des hommes, qui se sont accrues de 43,1 %, passant de 18 830 à 26 950 demandes au cours de cette même période.
La plupart des prestataires n’ont pas combiné les prestations. Chez les hommes, 84,5 % des demandes de prestations parentales n’ont pas été jumelées à un autre type de prestations. Lorsque les prestations sont groupées, les hommes combinent la plupart du temps les prestations parentales et les prestations régulières (11,2 %). Quand les hommes groupent les prestations parentales avec les prestations de maladie ou les prestations régulières, les prestations parentales reçues ont été versées au cours de la première moitié de la demande. La durée globale des demandes était en moyenne de 20 semaines, et cette période était plus longue lorsque les prestations parentales n’étaient pas versées en premier.
Chez les femmes, la proportion de demandes représentant les prestations de maternité ou parentales étaient seulement de 82,7 %. Lorsque les prestations sont groupées, les femmes combinent plus souvent les prestations de maternité ou parentales avec les prestations de maladie (11,9 %). Lorsque les prestations de maladie sont combinées aux prestations parentales ou de maternité, pour presque toutes les demandes, les prestations de maladie ont été versées en premier (98,3 %). Dans l’ensemble, la durée moyenne des demandes était de 47,6 semaines.
Le fait de travailler dans des métiers où il faut avoir un diplôme d’études secondaires ou un plus important ensemble de compétences pour des postes de gestion fait diminuer la probabilité de jumelage des prestations. Lorsque les gains et les heures assurables augmentent, il y a une diminution de la possibilité que les prestataires combinent les prestations

Disponibilité

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2. Prestations de soignant : Mise à jour

Auteur(s), Année

EDSC, Direction de l’évaluation, 2015

Objectif(s)

Le rapport présente un aperçu des prestations de soignant (PS) et dresse le profil socioéconomique des prestataires et des demandeurs de PS. De plus, il examine l’utilisation des prestations. Les données ont été mises à jour à partir de rapports précédents. En raison du faible nombre de demandes de prestations présentées par les travailleurs autonomes en 2012-2013, le rapport ne mentionne pas les travailleurs autonomes ayant recours aux prestations de soignant.

Principale(s) constatation(s)

Depuis l’adoption de la définition élargie de la notion de « famille » en 2006, le taux d’acceptation était en moyenne de 63,8 %.
Les principales raisons pour lesquelles des personnes ne reçoivent pas de PS demeurent les mêmes : le membre de la famille ne présente pas un risque sérieux de perdre la vie; le patient décède avant que les prestations ne soient versées; ou le demandeur ne fournit pas de certificat médical acceptable.
L’étude a également révélé qu’au cours de 2012-2013, les demandeurs de PS qui prodiguent des soins à leur conjoint étaient plus susceptibles de voir leur demande approuvée que ceux qui prodiguent des soins à un parent, un enfant ou une autre personne de leur famille.
Le taux de mortalité des personnes qui reçoivent des soins demeure le principal facteur qui détermine le nombre de semaines qu’utilisera un demandeur de PS sur les six semaines de prestations auxquelles il a droit. Si la personne qui reçoit des soins décède pendant que le demandeur touche des PS, ce dernier ne bénéficiera pas des six semaines complètes de prestations.

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3. La formation à différents âges

Auteur(s), Année

Cathy Underhill, 2006

Objectif(s)

Cette étude analyse les effets de caractéristiques socio-démographiques sur l’incidence de la formation. Elle vise plus particulièrement les effets que ces caractéristiques ont sur la formation pour différents groupes d’âge (jeunes, employés du principal groupe d’âge actif et travailleurs plus âgés).

Principale(s) constatation(s)

On note des différences dans la portée de certaines caractéristiques socio-démographiques dans différents groupes d’âge. Toutefois, globalement, les travailleurs plus âgés (55 à 64 ans) participent largement moins à une formation en cours d’emploi que les travailleurs plus jeunes.
Les femmes âgées de 55 à 64 ans (travailleurs plus âgés) sont 1,4 fois plus susceptibles de suivre une formation en cours d’emploi que les hommes du même groupe d’âge. Inversement, les femmes et les hommes âgés de 25 à 34 ans ont autant de probabilité de participer.
Globalement, le fait d’avoir suivi des études supérieures entraîne des taux de formation plus élevés. Plus précisément, toutes autres caractéristiques étant égales par ailleurs, les travailleurs âgés de 25 à 34 ans, titulaires d’un diplôme universitaire, sont beaucoup plus susceptibles de suivre une formation en cours d’emploi. Toutefois, cette différence n’est pas si notable chez les travailleurs plus âgés.

Disponibilité

Ce rapport peut être consulté sur le site Web de Statistique Canada, à l’adresse suivante :
http://www.statcan.gc.ca/pub/75-001-x/11006/9502-fra.pdf

4. Formation liée à l’emploi chez les travailleurs âgés

Auteur(s), Année

Jungwee Park, 2012

Objectif(s)

Cette étude se concentre sur trois domaines : s’il existe des différences dans le taux de participation à la formation liée à l’emploi entre les employés âgés (55 à 64 ans) et les employés du principal groupe d’âge actif (25 à 54 ans); les caractéristiques des travailleurs plus âgés en lien avec une participation accrue à la formation professionnelle; et enfin, la manière dont la participation des travailleurs âgés à une formation soutenue par l’employeur a changé au fil du temps.

Principale(s) constatation(s)

Les travailleurs âgés (55 à 64 ans) ont une probabilité bien plus faible de suivre une formation liée à l’emploi que les employés du principal groupe d’âge actif. Plus particulièrement, 32 % des travailleurs âgés ont suivi une formation, tandis qu’ils sont 45 % parmi les employés du principal groupe d’âge actif.
Parmi les travailleurs âgés, les caractéristiques liées à des taux de formation plus faibles étaient la scolarité interrompue avant les études post-secondaires, l’emploi temporaire et les postes dans la vente et les services.
L’écart de formation entre les jeunes travailleurs et les employés âgés s’est rétréci, principalement en raison des changements de leur niveau de scolarité et des types de postes.

Disponibilité

Ce rapport peut être consulté sur le site Web de Statistique Canada, à l’adresse suivante :
http://www.statcan.gc.ca/pub/75-001-x/2012002/article/11652-fra.pdf

5. Effet redistributif de l’assurance-emploi de 2007 à 2009

Auteur(s), Année

Ross Finnie, Queen’s University School of Policy Studies; et Ian Irvine, Concordia University, pour RHDCC, Direction de l’évaluation, 2013

Objectif(s)

Cette étude a pour objectif d’enquêter sur la mesure selon laquelle le régime d’assurance-emploi du Canada a redistribué le pouvoir d’achat au cours de la récente récession économique. Plus précisément, l’enquête vise la période de 2007 à 2009, même si les résultats de la période allant de 2002 à 2006 y sont également présentés afin de situer la période de récession dans un contexte à plus long terme.

Principale(s) constatation(s)

L’assurance-emploi redistribue le revenu dans une large mesure lorsque les gains individuels constituent l’unité d’analyse. Les déciles inférieurs de la distribution profitent autant aux contributions qu’aux prestations.
L’effet redistributif quantitatif de l’assurance-emploi en 2009 semble avoir été presque deux fois plus important qu’en 2007.
En 2007 et 2008, le Québec comptait le plus grand nombre de bénéficiaires de prestations (même en ne tenant pas compte des prestations familiales). Cependant, cette tendance s’est renversée en 2009 : les prestations versées au Québec ont augmenté de 20 %, alors que les prestations versées en Ontario ont augmenté de près de 50 %, reflétant à quel point la récession a touché plus durement le secteur de l’emploi en Ontario qu’au Québec.

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6. Répercussions financières découlant de la réception de prestations d’assurance-emploi

Auteur(s), Année

Constantine Kapsalis, Data Probe Economic Consulting Inc., 2010

Objectif(s)

Cette étude analyse les répercussions financières des prestations d’assurance-emploi sur les personnes qui en reçoivent. L’étude rend compte de l’évolution des revenus de chaque personne avant, pendant et après le versement de prestations d’assurance-emploi, et de l’influence de ces prestations sur la consommation des ménages.

Principale(s) constatation(s)

Le prestataire d’assurance-emploi moyen a subi une baisse de revenu de 38 % au cours de l’année pendant laquelle il a touché des prestations. Le facteur compensatoire le plus important a été l’assurance-emploi, qui a remplacé environ 38 % de la rémunération perdue. Le deuxième facteur en importance a été les revenus de placement, qui ont remplacé environ 9 % de la rémunération perdue. D’autres sources de revenus ont joué un rôle moins important.
Les familles à faible revenu ont bénéficié d’un remboursement de cotisations supérieur à celui des familles à revenu élevé. En fait, les familles dont le revenu après impôt était inférieur à la moyenne ont touché 34 % des prestations totales et ont versé 18 % de toutes les cotisations en 2007. L’étude a également révélé que l’assurance-emploi avait réduit de moitié l’incidence de faible revenu chez les prestataires (de 14 % à 7 %) pendant cette période.

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7. L’assurance-emploi et les travailleurs atypiques : travailleurs ayant un emploi à temps partiel, à court-terme et saisonniers

Auteur(s), Année

RHDCC, Direction de l’évaluation, 2013

Objectif(s)

Cette étude analyse le taux d’éligibilité à l’assurance-emploi au moment de la cessation d’emploi ainsi que l’utilisation des prestations régulières selon le type d’emploi des personnes en chômage en raison d’une pénurie de travail. L’étude établit une comparaison du point de vue de l’assurance-emploi entre les caractéristiques des particuliers qui, avant de connaître une cessation d’emploi, avaient occupé un emploi
permanent à temps plein et celles des chômeurs dont l’emploi avait été un emploi non permanent à temps plein, un emploi permanent à temps partiel, un emploi non permanent à temps partiel ou un emploi saisonnier au cours des années 2005 à 2010.

Principale(s) constatation(s)

Le taux d’éligibilité des travailleurs permanents à temps plein qui avaient connu une cessation d’emploi était de 85,7 %, alors qu’il variait entre 64 % et 76 % chez les personnes ayant occupé un autre type d’emploi avant de cesser de travailler.
Les profils d’éligibilité à l’assurance-emploi selon le type d’emploi étaient très similaires à ceux des autres travailleurs ayant accumulé des heures de travail assurées.
Parmi les travailleurs éligibles à l’assurance-emploi qui avaient connu une cessation d’emploi, 61 % ont touché des prestations régulières. Le taux d’utilisation s’établissait à 68 % chez ceux dont l’emploi était permanent et à temps plein avant leur cessation d’emploi, tandis qu’il était inférieur à 60 % dans le cas des personnes éligibles qui avaient occupé un autre type d’emploi.
En maintenant les autres facteurs constants, le taux de probabilité d’utiliser les prestations était semblable chez les travailleurs permanents et les travailleurs saisonniers qui étaient éligibles à l’assurance-emploi avant leur cessation d’emploi. Parmi les personnes éligibles qui avaient cessé de travailler, le taux d’utilisation chez les travailleurs non permanents était de 8 à 11 points de pourcentage de moins que celui des travailleurs ayant occupé un emploi permanent et à temps plein.

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Changement aux heures travaillées et à l’assurance-emploi

Auteur(s), Année

EDSC, Direction de la recherche en politiques, 2015

Objectif(s)

Cette étude offre des renseignements au sujet des changements, depuis 1996, liés aux heures de travail par semaine, aux taux d’admissibilité à l’assurance-emploi (à l’aide d’une grille de 35 heures) et aux semaines d’admissibilités à l’assurance-emploi, au niveau agrégé et divisés en sous-groupes. Elle examine également l’incidence qu’un ajustement potentiel à une grille fondée sur une semaine de travail de 30 heures pourrait avoir sur les taux d’admissibilité à l’assurance-emploi et sur le nombre de semaines maximales de prestations.

Principale(s) constatation(s)

La moyenne du nombre d’heures par semaine n’a pas beaucoup changé depuis 1996, reculant légèrement chez les hommes et augmentant sensiblement chez les femmes.
Dans l’ensemble, le taux d’admissibilité à l’assurance-emploi est demeuré relativement stable au cours des deux dernières décennies, laissant croire que les changements à l’assurance-emploi n’ont pas eu de conséquences importantes sur l’admissibilité à l’assurance-emploi. Notamment, le taux d’admissibilité à l’assurance-emploi a diminué de façon marquée chez les jeunes et la plus grande partie de ce déclin s’est produit avant la dernière récession.
Après 1996, les semaines d’admissibilité à l’assurance-emploi ont chuté de manière significative, particulièrement chez les hommes, ce phénomène peut grandement être attribué à la tendance à la baisse du chômage.
Dans l’ensemble, utiliser une grille de 30 heures pour déterminer l’admissibilité à l’assurance-emploi aurait de faibles conséquences et avantagerait principalement les travailleurs à temps partiel, ayant un niveau de scolarité moins élevé, ainsi que les immigrants de fraîche date.

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9. Les mesures de l’admissibilité à l’assurance-emploi fondées sur le relevé d’emploi : mise à jour 2001-2014

Auteur(s), Année

EDSC, Direction de l’évaluation, 2016

Objectif(s)

À l’aide de données administratives, cette étude examine le pourcentage de travailleurs ayant connu une cessation d’emploi qui ont accumulé suffisamment d’heures pour satisfaire à la norme variable d’admissibilité (NVA) et le pourcentage de ceux qui reçoivent une prestation d’assurance-emploi. Elle se penche également sur l’admissibilité et sur les taux de demandes en fonction des taux de chômage, des provinces, des industries, des régions et des villes sélectionnées.

Principale(s) constatation(s)

De 2001 à 2014, le pourcentage de RE distincts qui satisfaisaient à la NVA s’établissait environ à 46 %, le pourcentage le moins élevé ayant été enregistré en 2007 (43,2 %) et le plus élevé en 2009 (49,1 %).
Dans l’ensemble, on remarque une tendance à la baisse relative au pourcentage de travailleurs qui ont été mis à pied et qui peuvent satisfaire à la NVA grâce aux heures combinées des 52 semaines précédentes. De façon générale, le pourcentage est d’environ 70 %, les niveaux les plus bas et les plus élevés ayant été observés respectivement en 2013 (67,7 %) et en 2002 (71,8 %).
Pour l’ensemble des taux de chômage, la tendance générale démontrait que le pourcentage de travailleurs admissibles ayant connu une cessation d’emploi après avoir été mis à pied augmentait au fur et à mesure que le taux de chômage s’élevait. Des replis de différents taux de chômage variaient d’une année à l’autre.
De 2001 à 2014, le pourcentage était à son niveau le plus élevé lorsqu’il était accompagné d’un taux de chômage de 13,1 % et plus, et à son niveau le plus bas en présence d’un chômage de 6 % ou moins.
En ce qui concerne les provinces, de 2001 à 2014, les provinces de l’Atlantique enregistraient une proportion plus élevée de travailleurs admissibles ayant connu une cessation d’emploi après avoir été mis à pied que les provinces de l’Ouest et du Centre. Au fil du temps, le pourcentage de personnes satisfaisant à la NVA reculait légèrement, particulièrement au Manitoba.
Entre 2001 et 2014, les industries des secteurs de la fabrication et de la construction enregistraient le pourcentage le plus élevé de personnes satisfaisant à la NVA, suivi du secteur primaire. Par rapport aux autres industries, les travailleurs ayant connu une cessation d’emploi après avoir été mis à pied qui travaillaient au sein du gouvernement affichaient le pourcentage le plus faible de personnes satisfaisant à la NVA.
Au chapitre de la région économique de l’assurance-emploi, le pourcentage de travailleurs ayant connu une cessation d’emploi après avoir été mis à pied qui satisfaisaient à la NVA était généralement plus élevé sur la côte est que sur la côte ouest.

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Mesures de l’admissibilité potentielle à l’assurance-emploi des travailleurs rémunérés canadiens fondées sur l’Enquête sur la population active

Auteur(s), Année

Constantine Kapsalis et Pierre Tourigny, 2015

Objectif(s)

L’étude évalue la proportion des travailleurs rémunérés canadiens, âgés de 19 à 69 ans, qui, à la suite d’une mise à pied, auraient suffisamment d’heures de travail assurables pour être éligibles aux prestations d’assurance-emploi.

Principale(s) constatation(s)

Les simulations montrent que 88,5 % des personnes qui étaient des travailleurs rémunérés en 2014 auraient été éligibles aux prestations régulières de l’assurance-emploi s’ils avaient perdu leur emploi. Étant donné la très grande taille de l’échantillon, les estimations sont très précises.
Le taux d’éligibilité à l’assurance-emploi est un peu plus faible pour les femmes, car l’emploi à temps partiel est plus courant dans cette catégorie. Parmi les employés à plein temps, en revanche, les femmes présentent un taux d’éligibilité à l’assurance-emploi un peu plus élevé que celui des hommes. Il y a également de petites différences selon les provinces.
En matière d’âge, il y a un écart considérable entre les jeunes et les adultes âgés de 25 à 69 ans (65,5 % contre 91,8 %). L’une des raisons pouvant expliquer ces résultats est que plusieurs jeunes sont toujours aux études et, bien souvent, ils ne travaillent que peu d’heures. L’une des autres raisons plausibles est que plusieurs jeunes travailleurs sont de nouveaux participants à la population active et donc ils font face à une plus grande exigence d’éligibilité (910 heures).
On observe enfin un écart important entre les travailleurs à temps plein et à temps partiel (93,6 % contre 61,0 %). La raison principale est que moins de travailleurs à temps partiel sont capables d’accumuler suffisamment d’heures au cours d’une période de 52 semaines.

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11. Groupes de discussion pour l’évaluation des projets pilotes visant le travail pendant une période de prestations

Auteur(s), Année

RHDCC, Direction de l’évaluation, 2014

Objectif(s)

Cette étude a été réalisée dans le cadre de l’évaluation des projets pilotes visant le travail pendant une période de prestations. Huit groupes de discussion furent établis dans quatre régions : Laval, Moncton, Montague et Sudbury. Dans chacune de celles-ci, un groupe comprenait des prestataires d’assurance-emploi autorisés à être de nouveau assujettis aux paramètres du projet pilot précédent (75 $/40 %) et un autre groupe comptait des prestataires qui n’y étaient pas autorisés.

Principale(s) constatation(s)

Environ le trois quarts des participants aux groupes de discussion étaient des travailleurs saisonniers ou intermittents qui retournaient auprès de leur employeur régulier après une période de mise à pied.
Pour près de la moitié des participants aux groupes de discussion, les dispositions relatives au travail pendant une période de prestations n’étaient pas des facteurs déterminants dans leur choix de travailler ou non pendant une période de prestations.
- Il était peu probable que certains participants travaillent en dépit de la règle du projet pilote visant le travail pendant une période de prestations pour les raisons suivantes : la saison morte peut être relativement courte (d’un mois et demi à deux mois) et donc perçue comme des vacances, un manque d’emplois temporaires, travailler pendant une période de prestations peut entraver les efforts déployés pour se trouver un emploi à temps plein, et un manque de motivation et l’absence de difficultés financières chez les travailleurs âgés.
- D’autres participants travailleraient peu importe la règle en place. La plupart de ceux-ci étaient des travailleurs saisonniers ou intermittents qui ne refuseraient pas de travailler pendant quelques semaines pour leur employeur régulier par crainte de perdre leur emploi régulier.
Les nouvelles dispositions du projet pilote (règle concernant 50 %/90 %) n’ont incité aucun participant à retourner au travail pendant une période de prestations.
La grande majorité des participants ont déclaré qu’ils auraient moins tendance à travailler pendant une période de prestations selon les nouvelles dispositions (règle du 50 %/90 %), comparativement à celles (règle du 75 $/40 %) du projet pilote précédent, car ils ne croient pas pouvoir trouver un emploi leur permettant de travailler d’une à deux journées par semaine.

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12. Qui embauche les personnes travaillant pendant une période de prestations?

Auteur(s), Année

RHDCC, Direction de l’évaluation, 2016

Objectif(s)

Cette étude analyse les relations, avant et après une période de prestations, entre les prestataires d’assurance-emploi qui travaillent pendant une période de prestations et leurs employeurs. L’étude s’appuie sur une analyse de données administratives, tirées du profil vectoriel de l’assurance-emploi, le relevé d’emploi (RE) et le fichier T4. La population cible est constituée de prestataires réguliers « purs » (c.-à-d. des prestataires qui ont uniquement reçu des prestations régulières pendant leur période de prestations), qui ont démarré leur période de prestations en 2010.

Principale(s) constatation(s)

Près de trois quarts (73,8 %) des prestataires qui travaillaient pendant une période de prestations travaillaient pour un seul employeur, tandis que 19,7 % travaillaient pour deux employeurs, et que 4,5 % travaillaient pour trois employeurs.
Le prestataire moyen, qui travaillait pendant une période de prestations, a travaillé environ un tiers (32,3 %) de sa période de prestations. Les semaines d’emploi (tant en chiffres absolus qu’en pourcentage des semaines de prestations) augmentent avec le nombre d’employeurs. Cela laisse à penser que ceux qui cherchent à travailler plus de semaines pendant la période de prestations doivent rechercher des possibilités d’emploi auprès d’un plus grand nombre d’employeurs.
Près de quatre prestataires sur cinq (79,3 %) qui travaillaient pendant une période de prestations travaillaient pour le même employeur avant le début de leurs prestations. Presque tous les prestataires (96,0 %) qui travaillaient pendant une période de prestations et qui travaillaient pour le même employeur auparavant l’avaient fait la même année ou l’année précédente.
Au total, 82,4 % des prestataires qui ont travaillé pendant une période de prestations ont travaillé pour le même employeur après leur période de prestations. Toutefois, la moitié d’entre eux peut concerner des prestataires qui ont trouvé un nouvel emploi vers la fin de leur période de prestations.
Pour 76,0 % des prestataires, travailler pendant la période de prestations conduit à un emploi de plus d’un an après la période de prestations.
Presque tous les prestataires qui travaillaient pendant une période de prestations (94,8 %) ont travaillé pour le même employeur avant ou après leur période de prestations. Plus particulièrement, 64,7 % ont travaillé pour le même employeur avant et après leur période de prestations; 19,1 % ont travaillé pour le même employeur avant leur période de prestations uniquement; et 16,2 % ont travaillé pour le même employeur après leur période de prestations uniquement.

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13. Augmentation de la durée du nombre de semaines de prestations d’assurance-emploi : deuxième mise à jour de l’étude

Auteur(s), Année

RHDCC, Direction de l’évaluation, 2013

Objectif(s)

L’initiative visant à accroître la durée des prestations d’assurance-emploi régulières a eu pour effet de prolonger de cinq semaines la période d’admissibilité aux prestations. Cette mesure a été mise en place avec plusieurs autres mesures d’allègement dans le cadre du plan de relance du budget de 2009. Cette étude permet d’estimer l’effet de la prolongation des prestations sur le recours aux prestations et l’épuisement de la période d’admissibilité.

Principale(s) constatation(s)

Le nombre moyen de semaines de prestations d’assurance-emploi versées s’est accru avec la prolongation de la période d’admissibilité.
La proportion de prestataires qui ont utilisé les semaines supplémentaires de prestations d’assurance-emploi a diminué avec la prolongation de la période d’admissibilité. Le taux d’épuisement des prestations a également décliné chez ces prestataires.
Du 9 mars 2008 au 4 avril 2010, l’effet combiné des semaines supplémentaires de prestations d’assurance-emploi utilisées et de la prolongation de la période d’admissibilité, après la prise en compte d’autres facteurs, a entraîné une hausse moyenne de 2,1 semaines du recours aux prestations.
Toujours en tenant compte de ces facteurs, la probabilité moyenne qu’un prestataire épuise sa période d’admissibilité aux prestations a chuté de 4,8 points de pourcentage en raison de la mesure de prolongation des semaines de prestations d’assurance-emploi. Plus précisément, dans les régions économiques de l’assurance-emploi, auparavant admissibles aux deux précédents projets pilotes de l’assurance-emploi qui ont eu pour effet de prolonger les semaines de prestations régulières, la probabilité moyenne d’épuisement des prestations a diminué de 4,4 points de pourcentage du fait de l’initiative. Dans les autres régions non visées par les projets pilotes, elle avait chuté de 5,0 points de pourcentage.

Disponibilité

14. Analyse axée sur la géographie de l’incidence des mesures de l’assurance-emploi

Auteur(s), Année

EDSC, Direction de l’évaluation, 2016

Objectif(s)

Cette étude oppose les comportements des prestataires vivant près de la frontière entre des régions concernées ou non par le projet pilote 15 pour mesurer son incidence sur le recours à l’assurance-emploi.

Principale(s) constatation(s)

Les semaines de prestation de l’assurance-emploi augmentent de 2,7 semaines dans les régions du projet pilote. Le recours accru aux prestations de l’assurance-emploi a été mesuré pour tous les prestataires des régions du projet pilote, et pas seulement pour ceux qui ont utilisé des semaines supplémentaires de prestations, fournies en vertu du projet pilote.
Le taux d’épuisement de l’admissibilité a diminué de 7,3 points de pourcentage. Le taux d’épuisement de la période de prestations, avant que la totalité des droits ne soit payée, est supérieur de 5,4 points de pourcentage, en raison de la prolongation des droits du projet pilote 15.
La fréquence de l’écart de revenus pour les prestations saisonnières dans les régions du projet pilote a diminué de 6,6 points de pourcentage. Le projet pilote 15 a fait baisser le nombre de semaines de l’écart de revenus de 2,6 semaines pour les travailleurs entre deux emplois saisonniers.

Disponibilité

Formation et durée de la période des prestations de l’assurance-emploi

Auteur(s), Année

EDSC, Direction de la politique économique, 2015

Objectif(s)

S’appuyant sur les données de l’Enquête sur la dynamique du travail et du revenu (EDTR), cette étude observe les répercussions de la participation à la formation professionnelle sur l’incidence de la réception de prestations régulières de l’assurance-emploi et sur la durée du paiement des prestations régulières entre 2002 et 2008 (lorsque l’EDTR a recueilli des données sur la participation à la formation).

Principale(s) constatation(s)

Pour les hommes ayant participé à une formation professionnelle au cours d’une année donnée, la probabilité de recevoir des prestations régulières de l’assurance-emploi l’année suivante diminuait de 1,4 point de pourcentage, depuis une probabilité moyenne de 4,7 %.
Pour les femmes ayant participé à une formation professionnelle au cours d’une année donnée, la probabilité de recevoir des prestations régulières de l’assurance-emploi l’année suivante diminuait de 0,6 point de pourcentage, depuis une probabilité moyenne de 4,1 %.
Parmi différents types de formation, on a découvert que ce sont les formations professionnelles soutenues par l’employeur et en milieu de travail qui ont réduit l’incidence de la réception de prestations régulières de l’assurance-emploi. Les formations professionnelles financées par les travailleurs eux-mêmes et les formations en salle de classe n’avaient pas des répercussions.
Relativement à la durée des prestations régulières de l’assurance-emploi, la participation à une formation professionnelle au cours d’une année donnée n’avait qu’une incidence limitée. Elle réduisait la durée du paiement des prestations l’année suivante de 1,6 jour chez les bénéficiaires masculins et de 0,9 jour chez les bénéficiaires féminines.

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16. Évaluation de l’emploi saisonnier : Mise à jour

Auteur(s), Année

RHDCC, Direction de l’évaluation, 2009

Objectif(s)

Cette étude présente un survol de l’emploi saisonnier au Canada et formule des conclusions au sujet du travail saisonnier.

Principale(s) constatation(s)

Selon les données cumulatives de l’Enquête sur la population active (EPA), l’emploi saisonnier regrouperait 2,8 % de tous les emplois.
Selon l’Enquête canadienne par panel sur l’interruption d’emploi (ECPIE), les travailleurs saisonniers représenteraient jusqu’à 15,8 % des personnes ayant connu une cessation d’emploi entre 2004 et 2007.
Les travailleurs saisonniers sont :
- plus susceptibles que les autres travailleurs d’être des hommes, d’avoir un niveau de scolarité plus faible et d’avoir moins de personnes à leur charge;
- plus nombreux dans les provinces de l’Est et dans les secteurs primaires;
- moins susceptibles d’être syndiqués, de bénéficier d’un régime d’assurance-maladie ou d’un régime de pension;
- plus susceptibles de s’attendre à retourner chez un ancien employeur.

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17. Mobilité interprovinciale et gains

Auteur(s), Année

André Bernard, Ross Finnie et Benoît St-Jean, Statistique Canada, 2008

Objectif(s)

Il s’agit d’une étude longitudinale sur la migration interprovinciale qui vise à déterminer les facteurs influant sur la probabilité qu’une personne se déplace, et à quantifier les gains du marché du travail liés à la migration. L’étude compare également la situation des migrants et des non-migrants.

Principale(s) constatation(s)

Des facteurs tels que les caractéristiques personnelles et celles du marché du travail, ainsi que les coûts de déménagement jouent un rôle important dans les décisions en matière de mobilité.

Disponibilité

Ce rapport peut être consulté en ligne sur le site Web de Statistique Canada à l’adresse suivante : http://www.statcan.gc.ca/pub/75-001-x/2008110/pdf/10711-fra.pdf

18. Une analyse des profils migratoires régionaux au Canada

Auteur(s), Année

David Amirault, Daniel de Munnik et Sarah Miller, 2013

Objectif(s)

Cette étude analyse les ressorts de la migration de la main-d’œuvre entre les régions.

Principale(s) constatation(s)

La mobilité géographique de la main-d’œuvre tend à augmenter avec les disparités régionales de taux d’emploi et de revenu des ménages.
Il apparaît que les migrants répondent aux signaux économiques et qu’ils sont un élément clé du processus de stabilisation qui succède aux chocs économiques.
Les différences linguistiques et les obstacles entre les provinces réduisent la mobilité géographique de la main-d’œuvre.

Disponibilité

Ce rapport peut être consulté sur le site Web de la Banque du Canada, à l’adresse suivante :
http://www.banqueducanada.ca/wp-content/uploads/2013/05/revue-bdc-printemps13-amirault.pdf

L’emploi interprovincial au Canada, 2002 à 2011

Auteur(s), Année

René Morissette et Hanqing Qiu, 2015

Objectif(s)

Cette étude a été menée pour évaluer la portée de l’emploi rémunéré interprovincial pour les provinces d’origine et de destination.

Principale(s) constatation(s)

Le nombre d’employés interprovinciaux a connu une hausse constante depuis 2002, sauf en 2009.
Terre-Neuve-et-Labrador, le Yukon et le Nunavut comptaient la plus forte proportion d’employés interprovinciaux.
Globalement, les hommes sont bien plus susceptibles d’être des employés interprovinciaux, tout comme les travailleurs âgés de moins de 25 ans.

Disponibilité

Ce rapport peut être consulté sur le site Web de Statistique Canada, à l’adresse suivante :
http://www.statcan.gc.ca/pub/11-626-x/11-626-x2015047-fra.pdf

20. Répercussions des révisions des limites régionales de l’assurance-emploi sur la mobilité au Nouveau-Brunswick : Preuves de la DAL

Auteur(s), Année

RHDCC, Direction de l’évaluation, 2010

Objectif(s)

Ce rapport examine si le changement du montant des prestations d’assurance-emploi dans la région de l’Est du Nouveau-Brunswick, à la suite de la révision des limites régionales de l’assurance-emploi en 2000, a eu un effet sur la probabilité de quitter cette région.

Principale(s) constatation(s)

L’incidence de la révision des limites sur la décision de quitter la région de l’Est n’était pas statistiquement significative, ce qui confirme que le montant des prestations d’assurance-emploi ne semble pas avoir d’effet sur les décisions relatives à la mobilité.

Disponibilité

21. Tendances régionales en matière de migration de sortie et des profils de transport des prestataires de l’assurance-emploi

Auteur(s), Année

RHDCC, Direction de l’évaluation, 2012

Objectif(s)

Ce document compare le comportement des prestataires d’assurance-emploi en matière de mobilité et de déplacement dans des régions où les taux de chômage sont élevés ou faibles. L’objectif consistait à déterminer si les prestataires d’assurance-emploi qui vivent dans des régions à fort taux de chômage étaient moins mobiles que ceux qui vivent dans des régions où le taux de chômage est faible, et si l’écart en matière de mobilité pourrait être attribué à la générosité des prestations d’assurance-emploi.

Principale(s) constatation(s)

Cette étude porte à conclure que l’assurance-emploi ne nuit pas à la mobilité :

Entre 2007 et 2011, environ 24 % des prestataires d’assurance-emploi étaient des migrants quotidiens (c.-à-d. que l’adresse de leur domicile et celle de leur employeur étaient situées dans deux régions économiques différentes), et 7 % des prestataires d’assurance-emploi étaient des personnes ayant déménagé (c.-à-d. des travailleurs qui se sont installés dans une région économique autre que celle d’où ils venaient entre leurs périodes de prestations).
Les prestataires vivant dans des régions où le taux de chômage est élevé (taux de chômage supérieur à 12 %) étaient moins susceptibles de déménager (environ 2 points de pourcentage) et plus susceptibles de faire la navette (environ 4 points de pourcentage) que les prestataires vivant dans des régions où le taux de chômage est faible.
La faible probabilité de déménager à l’extérieur des régions où le taux de chômage était élevé ne pouvait pas à être attribuée à une période d’admissibilité plus longue à l’assurance-emploi dans ces régions. Seul un faible pourcentage de l’écart en matière de déplacement (environ 1 point de pourcentage) était attribué à la période d’admissibilité à l’assurance-emploi.

Disponibilité

22. Les comportements de déplacements et de mobilité des prestataires et non-prestataires de l’assurance-emploi

Auteur(s), Année

RHDCC, Direction de l’évaluation, 2011

Objectif(s)

Ce rapport examine si les prestations d’assurance-emploi peuvent favoriser la mobilité en aidant à financer le déménagement et les frais de transport quotidien. Il examine également l’hypothèse que, en fournissant un filet de sécurité, les prestations d’assurance-emploi peuvent faire baisser la pression de s’installer ou de se déplacer dans les régions où les possibilités d’emploi sont meilleures. L’objectif de ce document était de comparer la mobilité et les habitudes de navette des bénéficiaires d’assurance-emploi et des non-bénéficiaires afin de faire la lumière sur ces questions non résolues.

Principale(s) constatation(s)

Selon l’étude, l’assurance-emploi ne nuit pas à la mobilité des travailleurs :

Il a été démontré que les prestataires d’assurance-emploi étaient plus disposés que les non-bénéficiaires à parcourir une distance de 30 kilomètres ou plus pour se rendre au travail.
Les prestataires de l’assurance-emploi étaient plus susceptibles de travailler en dehors de leur subdivision de recensement de résidence.
Par ailleurs, à la suite à une perte d’emploi, les bénéficiaires de l’assurance-emploi étaient plus disposés que les non-bénéficiaires à déménager à plus de 100 kilomètres.

Disponibilité

23. Paiements d’assurance-emploi et système du SRG

Auteur(s), Année

RHDCC, Direction de l’évaluation, 2009

Objectif(s)

L’objectif de ce document consistait à évaluer les répercussions de la disposition de récupération du Supplément de revenu garanti (SRG) sur le revenu global des prestataires d’assurance-emploi. Le document renferme une analyse du rapport entre le régime d’assurance-emploi et le système du SRG, et de la manière dont ces deux programmes seraient touchés par des changements éventuels apportés à l’outil Base de données et Modèle de simulation de politiques sociales (BD/MSPS) de Statistique Canada.

Principale(s) constatation(s)

Les travailleurs âgés (55 ans et plus) sont généralement des bénéficiaires nets des prestations régulières d’assurance-emploi.
Même si les travailleurs âgés de 65 ans et plus cotisent davantage au régime qu’ils ne touchent de prestations, le montant de leurs cotisations ne représente qu’environ 8 % du montant que verse l’ensemble des travailleurs âgés.
Les travailleurs âgés de 55 à 64 ans, qui représentent la grande majorité de ce groupe, compensent largement cet effet.

Disponibilité

24. Rapport actuariel sur la réduction de la cotisation d’assurance-emploi des employeurs offrant des régimes d’assurance-salaire 2016

Auteur(s), Année

Office de financement de l’assurance-emploi du Canada (OFAEC), 2015

Objectif(s)

L’objectif de ce rapport est de fournir à la Commission toute l’information prévue en vertu de l’article 66.3 de la Loi sur l’assurance-emploi. Conformément à cet article, l’actuaire en chef communique à la Commission un rapport comprenant les renseignements suivants : 1) le taux de cotisation estimatif pour l’année suivante, analyse détaillée à l’appui; 2) les calculs faits pour l’application des articles 4 et 69, et 3) la source des données, les hypothèses économiques et actuarielles et les méthodes actuarielles utilisées.

Principale(s) constatation(s)

Le maximum de la rémunération assurable (MRA) de 2015 était évalué comme équivalent à 49 500 $ ou une augmentation de 1,8 % par rapport au MRA de 2014 qui était de 48 600 $.
La réduction de la cotisation patronale estimée pour 2016 en raison des régimes d’assurance-salaire visée devait être de 915 millions de dollars comparativement à 855 millions de dollars en 2015.

Disponibilité

Ce rapport est disponible sur le site Web de l’Office de financement de l’assurance-emploi du Canada à l’adresse suivante :
http://www.osfi-bsif.gc.ca/Fra/Docs/EI2016.pdf

25. Remboursement fiscal relatif à la paie dans le cadre de l’assurance-emploi : Les caractéristiques des entreprises profitant du Programme de réduction du taux de cotisation, 2000-2013

Auteur(s), Année

RHDCC, Direction de l’évaluation, 2016

Objectif(s)

Cette étude décrit les caractéristiques des entreprises profitant du Programme de réduction du taux de cotisation, au cours des années d’imposition 2000 à 2013.

Principale(s) constatation(s)

En 2013, 26 650 employeurs profitaient d’une réduction de la cotisation d’assurance-emploi, contre 31 040 en 2000. La baisse de la participation des employeurs coïncide alors avec une hausse de 21 % du nombre d’employeurs au Canada. L’évolution de la participation des employeurs n’a pas entraîné de baisse du pourcentage des travailleurs couverts : le nombre et le pourcentage de travailleurs couverts ont augmenté pendant cette période. À l’issue de la période de l’étude, 7,1 millions (34,8 %) de travailleurs étaient employés dans des entreprises profitant d’une réduction de la cotisation.
Plus l’entreprise est grande, plus elle est susceptible de participer au programme.
Les entreprises syndiquées sont plus susceptibles d’y participer.
La plupart des employeurs (entre 88 et 89 %) s’inscrivent à des régimes de catégorie 3 (régimes d’indemnités hebdomadaires, avec une période de prestations minimale d’au moins 15 semaines).
En 2013, des réductions de cotisations ont été observées pour un tiers des entreprises de l’administration publique et pour environ un cinquième des entreprises du secteur des services publics.
Les entreprises basées au Canada atlantique étaient moins susceptibles de participer au programme que les entreprises de l’Ontario.
La petite proportion, en baisse (2,2 % en 2013), de tous les employeurs qui participent au Programme de réduction du taux de cotisation couvre à peu près un tiers des travailleurs au Canada.

Disponibilité

26. Évaluation du programme de Travail partagé

Auteur(s), Année

EDSC, Direction de l’évaluation, 2015

Objectif(s)

L’évaluation du programme de Travail partagé a été menée pour analyser la pertinence et le rendement du programme, tout comme ses récentes modifications, temporaires et permanentes, mises en œuvre en réponse à la récession économique de 2008-2009.

Principale(s) constatation(s)

Grâce aux modifications, un grand nombre d’employeurs ont pu éviter des mises à pied inutiles, alors qu’ils étaient confrontés à un ralentissement temporaire de leurs activités, qui échappait à leur contrôle. Les modifications ont aussi permis d’apporter les ajustements structurels nécessaires pendant et après une période de récession.
En moyenne, entre 2000-2001 et 2010-2011, 60 % des mises à pied évitées pendant l’entente ont pu l’être pendant au moins six mois après. On a ainsi estimé un effet net de 11 189 mises à pied évitées en 2008-2009 et de 24 385 mises à pied évitées en 2009-2010. Cela constituait une amélioration, comparée à l’estimation de 49 % de mises à pied évitées pendant six mois sur la période s’étendant de 1990-1991 à 2001-2002, comme l’indique l’évaluation du programme de Travail partagé de 2004.
Plus de 75 % des employeurs ont déclaré que le coût des mises à pied en termes de recrutement et de formation ultérieurs aurait été très important et que le fait de les éviter constituait le principal avantage du programme.
L’évaluation a permis de conclure que la souscription au programme, en termes de volume de participants, a suivi son mouvement contre cyclique typique. Néanmoins, la valeur moyenne des ententes a augmenté pendant la récente récession, à la fois pour ce qui est du nombre d’employés demandant le Travail partagé par employeur et pour ce qui est de la durée moyenne des prestations.

Disponibilité

27. Recours au programme Travail partagé : 2000-2001 à 2014-2015

Auteur(s), Année

RHDCC, Direction de l’évaluation, 2016

Objectif(s)

Le rapport examine le recours au programme de Travail partagé durant la période allant de 2000-2001 à 2014-2015. Plus précisément, il examine le degré de recours au programme de Travail partagé, les dépenses relatives aux prestations pour travail partagé, ainsi que les caractéristiques et les expériences des participants.

Principale(s) constatation(s)

Le recours au programme de Travail partagé et les dépenses qui s’y rattachent sont anticycliques.
Les données relatives au nombre annuel de personnes ayant touché des prestations pour travail partagé et à la réduction moyenne du travail en raison des accords de Travail partagé ont permis d’estimer à environ 2 500 le nombre de mises à pied évitées ou reportées en 2012-2013 en raison du programme, ce qui représente une diminution par rapport à 35 500 en 2009-2010.
En 2014-2015, 435 participants du programme travail partagé ont été mis à pieds pendant les 6 mois suivants la cessation de leurs accords. L’estimation résultant des mises à pieds nets évitées était de 2 065 pour 2013-2014.

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28. Relevé d’emploi et exactitude des revenus déclarés : entreprises, 2005-2012

Auteur(s), Année

RHDCC, Direction de l’évaluation, 2016

Objectif(s)

S’appuyant sur des données administratives sur l’assurance-emploi et sur des ensembles de données sur l’Agence du revenu du Canada, cette étude compare la rémunération assurée déclarée entre 2005 et 2012 et estime la proportion des arrêts de rémunération sans RE.

Principale(s) constatation(s)

Pendant la période étudiée, les arrêts de rémunération sans RE sont passés de 33,1 % (3 461 895) en 2005 à 28,9 % (3 086 320) en 2012.
En 2012, les arrêts de rémunération sans RE les plus élevés sont apparus dans le secteur des services (28,7 %), dans les entreprises comptant moins de 100 employés (39,1 %) et dans les entreprises sans syndicat (33,1 %).
Parmi les provinces, les Territoires et la Colombie-Britannique constataient une proportion plus élevée de travailleurs ayant connu une cessation d’emploi sans RE (44,0 % et 33,5 %).
Entre 2001 et 2012, un peu plus de 80,0 % des rémunérations assurées soumises au RE présentaient un écart de 2 $ par rapport aux relevés T4, d’après un sous-échantillon dans lequel tous les RE s’inscrivent dans une année civile et sur un maximum de 26 semaines.
En 2012, la proportion des rémunérations assurées soumises au RE, conformes aux relevés T4 (écart de 2 $ maximum) est plus faible pour les emplois au gouvernement (75,6 %), dans les entreprises comptant plus de 500 employés (78,7 %) et dans les entreprises présentant une affiliation syndicale (73,3 %).

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Date de modification :: 2016-04-22