Rapport de contrôle et d'évaluation de l’assurance-emploi 2014-2015 Chapitre II - 2. Aider les Canadiens en situation de chômage : les prestations régulières d’assurance-emploi

2. Aider les Canadiens en situation de chômage : les prestations régulières d’assurance-emploi

Les prestations régulières d’assurance-emploi 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 31 , à condition qu’ils aient, au cours des 52 semaines précédentes ou depuis le début de leur dernière demande, si cette période est plus courte, versé des cotisations à l’assurance-emploi ainsi qu’accumulé le nombre requis d’heures d’emploi assurable. Dans la plupart des cas, pour avoir droit aux prestations régulières, les travailleurs doivent accumuler entre 420 et 700 heures d’emploi assurable, en fonction du taux de chômage dans la région économique où ils habitent au moment de la présentation de leur demande. 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 d’emploi assurable, 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).

Le montant versé en prestations d’assurance-emploi régulières varie selon trois indicateurs clés : le nombre de demandes de prestations, la durée des prestations et le taux de prestations hebdomadaire moyen (niveau des prestations). En règle générale, une hausse de l’un de ces trois indicateurs aura un effet positif sur le montant total versé. La section 2.1 se penche sur le montant versé et le nombre de demandes de prestations, alors que les sections 2.3 et 2.4 traitent de la durée et du niveau des prestations régulières. Aux fins de ces sections, on entend par demandes de prestations d’assurance-emploi régulières, les demandes pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières.

2.1 Demandes de prestations d’assurance-emploi régulières et montant versé Note de bas de page 32

Le nombre de demandes de prestations d’assurance-emploi régulières établies en 2014-2015 est resté stable, à 1,34 million, une légère augmentation de 1,3 % par rapport à 1,33 million en 2013-2014. Malgré la tendance à la baisse observée depuis 2008-2009, le nombre de nouvelles demandes de prestations d’assurance-emploi régulières demeure 3,8 % supérieur au niveau enregistré en 2007-2008 (1,29 million), avant le début de la récession de 2008 (voir le graphique 8).

Graphique 8 - Demandes de prestations d’assurance-emploi régulières1 et montant versé, Canada, de 2007-2008 à 2014-2015
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Demandes de prestations régulières (En millions) Montant versé (En milliard $)
2007-2008   1,3   8,4
2008-2009  1,6  10,0
2009-2010  1,6   14,7
2010-2011  1,4   12,8
2011-2012  1,4   11,1
2012-2013  1,4   10,5
2013-2014  1,3   10,4
2014-2015  1,3   10,6
  • Remarque : La partie grise correspond à la période de recession pour ce qui est de l'économie canadienne.
  • 1 Comprend les demandes de prestations pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières.
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi. Les données se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

De plus, le taux de chômage a atteint un sommet en 2009-2010, s’élevant à 8,5 %. Il diminue depuis et s’est établi à 6,9 % en 2014-2015 (voir le graphique 9). En général, le nombre de demandes d’assurance-emploi régulières est sensible aux cycles économiques et aux conditions du marché du travail. L’activité économique canadienne a chuté dans l’industrie de l’extraction pétrolière et gazière lors du dernier trimestre de 2014-2015, surtout dans les provinces de l’Ouest, à la suite d’un déclin prononcé du prix du pétrole entre juin 2014 et janvier 2015. Ce déclin a arrêté la tendance à la baisse, enregistrée après la récession, du nombre de demandes de prestations d’assurance-emploi régulières depuis 2008-2009 et a entamé une tendance à la hausse.

Graphique 9 - Demandes de prestations d’assurance-emploi régulières et taux de chômage, Canada, de 2008-2009 à 2014-2015
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Demandes de prestations régulières (taux de variation annuel) Taux de chômage 
2008-2009 26,9 % 6,6 %
2009-2010 -1,6 % 8,5 %
2010-2011 -13,6 % 7,9 %
2011-2012 1,8 % 7,4 %
2012-2013 -4,6 % 7,2 %
2013-2014 -2,3 % 7,0 %
2014-2015 1,3 % 6,9 %
  • 1 Comprend les demandes de prestations pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières.
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi (pour les données sur les demandes de prestations régulières); et Statistique Canada, Enquête sur la population active, tableau CANSIM 282-0001 (pour les données sur le taux de chômage). Les données d'EDSC se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Enfin, le nombre de demandes de prestations d’assurance-emploi régulières s’est stabilisé, tout comme le montant des prestations d'assurance-emploi régulières versé aux Canadiens, montant qui a augmenté légèrement pour s’établir à 10,6 milliards de dollars en 2014-2015, par rapport à 10,4 milliards de dollars en 2013-2014. Cette hausse fait suite à une tendance à la baisse, pendant quatre années, du montant versé, qui diminue depuis 2009-2010, alors qu’un sommet de 14,7 milliards de dollars a été atteint. Le montant versé en prestations régulières est 26,6 % supérieur aux niveaux de 2007-2008, avant le début de la récession de 2008.

En 2014-2015, 510 320 bénéficiaires, en moyenne, recevaient des prestations d'assurance-emploi régulières chaque mois, soit une diminution de 1,5 % par rapport à la moyenne de 518 080 bénéficiaires réguliers en 2013-2014. Le nombre de bénéficiaires représente le nombre de prestataires d'assurance-emploi qui ont touché au moins un dollar en prestations d'assurance-emploi régulières pendant la période de référence pour le mois donnée (habituellement la semaine du 15e jour du mois). Ce nombre varie en fonction de l’arrivée de nouveaux prestataires réguliers de l'assurance-emploi et du départ de prestataires réguliers de l'assurance-emploi qui ont cessé de recevoir des prestations, principalement parce qu’ils ont épuisé les prestations régulières auxquelles ils avaient droit ou qu’ils sont retournés au travail.

En règle générale, le nombre de demandes de prestations et le nombre de bénéficiaires tendent à évoluer de la même manière, sauf lorsque la durée moyenne des prestations change ou que le nombre de nouvelles demandes de prestations enregistre une augmentation ou une diminution considérable et soudaine. Dans le cas d’un choc économique, le volume de demandes de prestations dépassera le nombre de bénéficiaires en raison du décalage entre le moment où une nouvelle demande de prestations est reçue et celui où une période de prestations est établie et que des prestations sont dues. Le nombre de bénéficiaires demeurera élevé après que le volume de nouvelles demandes de prestations a diminué, puisque les prestations des demandes précédentes continuent d’être versées, jusqu’à ce qu’elles soient épuisées ou que les prestataires retournent au travail.

2.1.1 Demandes et prestations régulières d’assurance-emploi et montant versé, selon la province et le territoire, le sexe et l’âge

Comme le montre le graphique 10, tandis que le nombre de nouvelles demandes de prestations d'assurance-emploi régulières établies est demeuré relativement stable à l’échelle nationale (+1,3 %), il a fluctué largement selon la province et le territoire. À ce titre, alors qu’une grande augmentation du volume de demandes de prestations a été enregistrée en Alberta (+25,9 %) et en Saskatchewan (+15,0 %), le nombre de demandes de prestations a chuté considérablement en Ontario (-2,4 %), tout comme au Nunavut (-29,4 %) et au Yukon (-6,9 %). Comme l’indique la section 2.1.2, la conjoncture économique changeante touchant l’industrie de l’extraction minière et de l’extraction de pétrole et de gaz dans les provinces de l’Ouest a eu des répercussions négatives sur le nombre de demandes de prestations établies dans ces régions. De plus, l’augmentation du nombre de demandes de prestations d'assurance-emploi en Alberta et en Saskatchewan a été enregistrée chez les hommes tout comme chez les femmes.

Graphique 10 - Demandes de prestations d’assurance-emploi régulières1, selon la province et le territoire, Canada, 2014-2015
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2014-2015

Demandes de prestations régulières  (taux de variation annuel)
T.-N.-L. 0,2 %
 Î.-P.-É. 3,2 %
N.-É. 2,0 %
N.-B. -0,7 %
Qc -0,1 %
Ont. -2,4 %
Man. 4,6 %
Sask. 15,0 %
Alb. 25,9 %
C.-B. -1,3 %
Yn -6,9 %
T.N.-O. 9,8 %
Nt -29,4 %
Canada 1,3 %
  • 1 Comprend les demandes de prestations pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières.
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi. Les données se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Parallèlement, le montant total de prestations régulières versé a également fluctué considérablement selon la province et le territoire (voir le graphique 11) alors que l’Alberta et la Saskatchewan ont une fois de plus connu les plus grandes augmentations de 2013-2014 à 2014-2015, respectivement de 11,4 % et 9,3 %. À l’inverse, une diminution a été enregistrée dans le cas de l’Ontario et du Nunavut avec, dans cet ordre, des baisses de 1,1 % et de 20,2 %.

Graphique 11 - Montant versé en prestations d'assurance-emploi régulières, selon la province et le territoire, Canada, 2014-2015
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2014-2015

Montant versé (taux de variation annuel)
T.-N.-L. 3,4 %
 Î.-P.-É. 2,3 %
N.-É. -0,2 %
N.-B. -0,4 %
Qc 4,3 %
Ont. -1,1 %
Man. 3,5 %
Sask. 9,3 %
Alb. 11,4 %
C.-B. 1,3 %
Yn 6,6 %
T.N.-O. 1,0 %
Nt -20,2 %
Canada 2,3 %
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi. Les données se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Le tableau 8 illustre le taux de variation du nombre de nouvelles demandes de prestations d'assurance-emploi régulières et du montant versé, selon le sexe, de 2013-2014 à 2014-2015. Comme on peut le constater, le nombre de demandes de prestations d'assurance-emploi régulières établies a augmenté à l’échelle nationale pour les hommes (+2,3 %), alors qu’il a diminué légèrement pour les femmes (-0,3 %). Les taux de variation selon le sexe connaissent des fluctuations importantes selon la province. Alors que le nombre de demandes de prestations d'assurance-emploi régulières établies par les hommes a augmenté de 35,6 % en Alberta, il a plutôt chuté de 7,2 % dans les territoires. De la même façon, le nombre de demandes de prestations d'assurance-emploi régulières établies par les femmes a connu une hausse de 11,9 % en Alberta, alors qu’il a diminué de 3,1 % en Nouvelle-Écosse et au Nouveau-Brunswick.

Tableau 8 - Demandes de prestations d’assurance-emploi régulières1 et montant versé, selon la province, le territoire et le sexe, Canada, 2014-2015
Nouvelles demandes de prestations établies1

(taux de variation annuel)
Montant versé

(taux de variation annuel)
Province et territoire Hommes Femmes Total Hommes Femmes Total
Terre-Neuve-et-Labrador 1,1 % -1,2 % 0,2 % 2,8 % 4,7 % 3,4 %
Île-du-Prince-Édouard 4,5 % 1,3 % 3,2 % 2,5 % 1,8 % 2,2 %
Nouvelle-Écosse 5,1 % -3,1 % 2,0 % 0,9 % -2,7 % -0,2 %
Nouveau-Brunswick 0,6 % -3,1 % -0,7 % 0,2 % -1,8 % -0,4 %
Québec 0,2 % -0,6 % -0,1 % 5,1 % 2,4 % 4,3 %
Ontario -3,2 % -1,3 % -2,4 % -2,0 % 0,3 % -1,1 %
Manitoba 7,0 % 0,8 % 4,6 % 5,4 % -0,5 % 3,5 %
Saskatchewan 21,1 % 5,4 % 15,0 % 11,0 % 5,4 % 9,3 %
Alberta 35,6 % 11,9 % 25,9 % 14,4 % 6,1 % 11,4 %
Colombie-Britannique -0,3 % -2,4 % -1,3 % 1,4 % 1,2 % 1,4 %
Yukon -4,7 % -11,0 % -6,9 % 0,6 % 18,5 % 6,5 %
Territoires du Nord-Ouest 1,9 % 27,7 % 9,8 % -3,0 % 10,6 % 1,2 %
Nunavut -30,4 % -27,6 % -29,4 % -15,3 % -31,2 % -20,4 %
Canada 2,3 % -0,3 % 1,3 % 2,7 % 1,5 % 2,3 %
  • Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués.
  • 1 Comprend les demandes de prestations pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières.
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi. Les données se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Le tableau 8 montre également que les fluctuations observées chez les hommes et les femmes selon la province et le territoire suivent habituellement la même tendance : le nombre de demandes de prestations d'assurance-emploi régulières augmente ou diminue pour les deux sexes dans une région précise. Ce n’est toutefois pas le cas pour les provinces de Terre-Neuve-et-Labrador, de la Nouvelle-Écosse, du Nouveau-Brunswick et du Québec, où le nombre de demandes de prestations s’est accru pour les hommes, tandis qu’il a chuté pour les femmes.

À l’instar du nombre de nouvelles demandes de prestations établies, le montant versé a lui aussi évolué dans la même direction pour les hommes et pour les femmes dans huit provinces et territoires sur 13. Les exceptions à cette règle s’appliquent dans le cas des provinces de la Nouvelle-Écosse, du Nouveau-Brunswick, de l’Ontario et du Manitoba, ainsi que des Territoires du Nord-Ouest. Plus particulièrement, les Territoires du Nord-Ouest ont enregistré un écart de 13,6 %, où le montant versé aux hommes a fléchi modestement de 3,0 %, mais où le montant versé aux femmes s’est accru de 10,6 %. Au Yukon, l’écart entre les hommes et les femmes a été encore plus considérable en ce qui a trait au taux de variation d’année en année, à près de 18 %, bien que le montant versé aux hommes et celui versé aux femmes aient tous les deux augmenté.

Le graphique 12 montre que la proportion de demandes de prestations faites par les prestataires de 25 à 44 ans diminue légèrement depuis 2007-2008. Par ailleurs, la proportion des demandes de prestations établies par les travailleurs âgés (55 ans et plus) est à la hausse, passant de 16 % en 2007-2008 à 22 % en 2014-2015.

Graphique 12 - Demandes de prestations d’assurance-emploi régulières1, selon le groupe d'âge, Canada, de 2007-2008 à 2014-2015
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Nouvelles demandes de prestations régulières (proportion du total)
2007-2008 2008-2009 2009-2010 2010-2011 2011-2012 2012-2013 2013-2014 2014-2015
24 ans et moins 11 % 11 % 12 % 12 % 11 % 10 % 10 % 10 %
25 à 44 ans 47 % 47 % 46 % 45 % 44 % 44 % 44 % 44 %
45 à 54 ans 26 % 26 % 25 % 25 % 26 % 25 % 25 % 24 %
55 ans et plus 16 % 16 % 17 % 18 % 20 % 21 % 22 % 22 %
  • 1 Comprend les demandes de prestations pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières.
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi. Les données se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Une variation semblable est observée d’un groupe d’âge à l’autre en ce qui a trait au montant de prestations régulières versé (voir le graphique 13). Plus précisément, la proportion du montant total versé aux prestataires âgés de 55 ans et plus augmente depuis 2009-2010, alors qu’elle était restée stable, à 17 % environ, pendant plusieurs années. En 2014-2015, le montant versé à ce groupe d’âge s’est accru pour atteindre 23 %. De plus, la diminution la plus importante de la proportion du montant versé a été enregistrée chez les prestataires de 25 à 44 ans, passant de 48 % en 2007-2008 à 43 % en 2014-2015. La proportion du montant total versé en prestations a connu une faible diminution dans le cas des autres groupes d’âge (soit ceux de 24 ans et moins et de 45 à 55 ans).

Graphique 13 - Montant versé en prestations d'assurance-emploi régulières, selon le groupe d'âge, Canada, de 2007-2008 à 2014-2015
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Montant versé (proportion du total)
2007-2008 2008-2009 2009-2010 2010-2011 2011-2012 2012-2013 2013-2014 2014-2015
24 ans et moins 10 % 10 % 11 % 10 % 10 % 10 % 9 % 9 %
25 à 44 ans 48 % 47 % 47 % 44 % 44 % 44 % 44 % 43 %
45 à 54 ans 25 % 26 % 26 % 26 % 26 % 25 % 25 % 25 %
55 ans et plus 17 % 17 % 17 % 20 % 21 % 22 % 22 % 23 %
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi. Les données se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Ces tendances peuvent être attribuables à la population vieillissante. Il y a une corrélation positive entre l’augmentation du nombre de demandes de prestations d'assurance-emploi régulières et le montant versé aux travailleurs âgés et l’augmentation de la proportion que ce groupe occupe au sein de la population active canadienne. Les travailleurs âgés représentaient 19 % de la population active en 2014-2015, une hausse par rapport au taux de 15 % enregistré en 2007-2008.

2.1.2 Demandes de prestations d’assurance-emploi régulières et montant versé, selon l’industrie et la catégorie de prestataires de l’assurance-emploi

De 2013-2014 à 2014-2015, bien que le nombre total de nouvelles demandes établies de prestations d'assurance-emploi régulières soit resté stable, le nombre de demandes de prestations d'assurance-emploi régulières dans l’industrie de l’extraction minière et de l’extraction de pétrole et de gaz a augmenté de 18,5 %. Cette industrie, touchée par la chute marquée du prix du pétrole enregistré en 2014-2015, a connu la hausse la plus importante du nombre de demandes de prestations d'assurance-emploi régulières. D’autres analyses démontrent que l’augmentation du nombre de demandes de prestations d'assurance-emploi régulières observée dans cette industrie se concentrait dans les provinces suivantes : l’Alberta (+71,3 %), la Colombie-Britannique (+41,4 %) et la Nouvelle-Écosse (+31,3 %). Il est important de mentionner que malgré l’augmentation du nombre de demandes de prestations d'assurance-emploi régulières, l’industrie de l’extraction minière et de l’extraction de pétrole et de gaz ne compte que pour 2 % de l’ensemble des demandes de prestations d'assurance-emploi régulières.

Comme ce fut le cas en 2013-2014, les trois industries dans lesquelles le plus grand nombre de demandes de prestations ont été établies en 2014-2015 étaient celles de la construction (20 %), de la fabrication (11 %) et des services d’enseignement (11 %) (voir le tableau 9). Ces trois industries comptaient pour 42 % des demandes de prestations d'assurance-emploi régulières.

Tableau 9 - Demandes de prestations d’assurance-emploi régulières1 et montant versé, selon le secteur et l’industrie, Canada, 2013-2014 et 2014-2015
Industrie Nouvelles demandes de prestations établies1 Montant versé
2013-2014 2014-2015 2013-2014 2014-2015
Proportion (en millions de dollars) (en millions de dollars) Proportion
Industries productrices de biens 512 200 511 030 38 % 4 349,4 4 379,8 41 %
Agriculture, foresterie, pêche et chasse 57 140 56 880 4 % 503,6 500,7 5 %
Exploitation minière et extraction de pétrole et de gaz 24 380 28 900 2 % 253,1 238,9 2 %
Services publics 4 680 4 420 0 % 40,0 41,1 0 %
Construction 274 730 274 140 20 % 2 324,7 2 376,8 22 %
Fabrication 151 270 146 690 11 % 1 228,0 1 222,4 12 %
Industries productrices de services 769 260 748 370 56 % 5 734,3 5 656,9 53 %
Commerce de gros 43 940 44 050 3 % 435,7 421,0 4 %
Commerce de détail 79 210 72 850 5 % 630,3 607,0 6 %
Transport et entreposage 56 690 56 270 4 % 412,9 400,3 4 %
Finance et assurances 14 750 13 820 1 % 167,0 155,9 1 %
Services immobiliers, de location et de location à bail 18 050 18 030 1 % 155,3 163,7 2 %
Services professionnels, scientifiques et techniques 53 800 54 690 4 % 510,6 505,4 5 %
Services aux entreprises, services relatifs aux bâtiments et autres services de soutien2 96 850 93 310 7 % 784,5 787,0 7 %
Services d’enseignement 145 810 146 040 11 % 605,8 634,6 6 %
Soins de santé et assistance sociale 48 840 47 160 4 % 360,2 362,2 3 %
Information, culture et loisirs3 41 960 39 470 3 % 332,8 318,3 3 %
Hébergement et services de restauration 63 360 58 550 4 % 460,3 427,2 4 %
Autres services (sauf les administrations publiques) 40 700 40 730 3 % 336,6 334,4 3 %
Administrations publiques 65 300 63 400 5 % 542,3 539,9 5 %
Non classées 44 350 83 210 6 % 283,9 565,3 5 %
Canada 1 325 810 1 342 610 100 % 10 367,6 10 602,1 100 %
  • Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués.
  • 1 Comprend les demandes de prestations pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières.
  • 2 Cette industrie est composée des industries classées sous les codes 55 (gestion de sociétés et d'entreprises) et 56 (services administratifs, services de soutien, services de gestion des déchets et services d'assainissement) du Système de classification des industries de l'Amérique du Nord.
  • 3 Cette industrie est composée des industries classées sous les codes 51 (industrie de l'information et industrie culturelle) et 71 (arts, spectacles et loisirs) du Système de classification des industries de l'Amérique du Nord.
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi. Les données se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

En 2014-2015, le nombre de nouvelles demandes de prestations d'assurance-emploi régulières dans les industries productrices de biens est demeuré relativement constant, chutant de 0,2 % seulement. La baisse du nombre de demandes de prestations dans les industries productrices de biens a été entraînée par la diminution observée dans l’industrie de la fabrication. Cette baisse a toutefois été contrebalancée par l’augmentation de 18,5 % d’une année à l’autre dans l’industrie de l’extraction minière et de l’extraction de pétrole et de gaz. Comme le montre le graphique 14, les industries productrices de biens ont subi des pertes d’emplois modérées de 0,6 % en 2014-2015. Contrairement aux industries productrices de biens, les industries productrices de services ont affiché un faible gain de l’emploi de 0,9 %, alors que le nombre de demandes de prestations d'assurance-emploi régulières a diminué de 2,7 %. La baisse du nombre de demandes de prestations d'assurance-emploi régulières enregistrée dans les industries productrices de services a été entraînée par les diminutions du nombre de nouvelles demandes de prestations dans les industries du commerce de détail (-8,0 %), de l’hébergement et des services de restauration (-7,6 %), et des services relatifs aux bâtiments et des autres services de soutien (-3,7 %).

Malgré la diminution du nombre de demandes de prestations régulières, l’exercice 2014-2015 a connu une augmentation modeste de 0,7 % du montant versé dans les industries productrices de biens (voir le graphique 14). Cette hausse est attribuable à l’augmentation du montant versé dans l’industrie de la construction dont la proportion des nouvelles demandes de prestations dans les industries productrices de biens était de 54 % en 2014-2015. Il n’est pas étonnant de constater que les industries productrices de services ont connu une baisse de 1,3 % du montant des prestations régulières versé, menée principalement par l’importante diminution globale du nombre de demandes de prestations régulières dans ces industries.

Graphique 14 - Demandes de prestations d’assurance-emploi régulières1, montant versé en prestations, et emploi, selon le groupe d'industries, Canada, 2014-2015
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2014-2015 (taux de variation annuel)
Demandes de prestations régulières Montant versé Emploi
Industries productrices de biens -0,2 % 0,7 % -0,6 %
Industries productrices de services -2,7 % -1,3 % 0,9 %
  • 1 Comprend les demandes de prestations pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières.
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi (pour les données sur les demandes de prestations régulières et le montant versé); et Statistique Canada, Enquête sur la population active, tableau CANSIM 282-0007 (pour les données sur l'emploi). Les données d'EDSC se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

À l’instar du précédent exercice, la répartition des demandes de prestations d'assurance-emploi régulières selon la catégorie de prestataires de l'assurance-emploi indique que les prestataires fréquents comptaient pour près de 23 % des nouvelles demandes de prestations établies. La proportion des travailleurs de longue date et des prestataires occasionnels a toutefois fluctué légèrement. Alors que le pourcentage de travailleurs de longue date a diminué de 2 points de pourcentage, passant de 21 % à 19 %, la proportion des demandes de prestations d'assurance-emploi établies par les prestataires occasionnels s’est accrue de 3 points de pourcentage, passant de 55 % à 58 % (voir le tableau 10).

Tableau 10 - Demandes de prestations d’assurance-emploi régulières et montant versé, selon la catégorie de prestataires de l’assurance-emploi, Canada, 2013-2014 et 2014-2015
Catégorie de prestataires2 Nouvelles demandes de prestations établies1 Montant versé
Proportion (en millions de dollars) Proportion
2013-2014 2014-2015 2014-2015 2013-2014 2014-2015 2014-2015
Travailleurs de longue date 285 000 261 760 20 % 2 377,2 2 136,9 20 %
Prestataires occasionnels 731 030 776 150 58 % 5 278,5 5 735,6 54 %
Prestataires fréquents 309 780 304 700 23 % 2 712,0 2 729,6 26 %
Canada 1 325 810 1 342 610 100 % 10 367,6 10 602,1 100 %
  • Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués.
  • 1 Comprend les demandes de prestations pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières.
  • 2 Les travailleurs de longue date sont des prestataires de l’assurance-emploi qui ont versé au moins 30 % du maximum des cotisations annuelles au régime d’assurance-emploi pendant au moins sept des dix dernières années et qui, au cours des cinq dernières années, ont touché des prestations régulières ou des prestations de pêcheur pendant un maximum de 35 semaines. Les prestataires fréquents sont des prestataires de l’assurance-emploi qui, au cours des cinq dernières années, ont présenté au moins trois demandes de prestations régulières ou de prestations de pêcheur et qui ont touché des prestations pendant plus de 60 semaines. Les prestataires occasionnels sont les prestataires de l’assurance-emploi qui ne répondent pas aux critères des travailleurs de longue date ni à ceux des prestataires fréquents.
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi. Les données se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Le montant total versé aux différentes catégories de prestataires de l’assurance-emploi est également demeuré constant de 2013-2014 à 2014-2015. Bien que les prestataires occasionnels aient présenté la majorité des nouvelles demandes de prestations et aient reçu le plus grand montant versé, cette catégorie de prestataires est sous-représentée par rapport à la proportion du montant versé qui se situe 4 points de pourcentage sous la proportion du nombre total de nouvelles demandes de prestations. À l’inverse, les prestataires fréquents sont surreprésentés, alors que la proportion du montant qui leur est versé est de 3 points de pourcentage supérieur à la proportion du nombre total de nouvelles demandes de prestations. Cette statistique indique qu’en moyenne, la durée des prestations des prestataires fréquents est plus longue que celle des prestataires occasionnels, ou que leurs taux hebdomadaires moyens des prestations sont plus élevés que ceux des prestataires occasionnels.

Le nombre de travailleurs de longue date est en déclin depuis le ralentissement économique de 2008. À ce titre, le nombre de demandes de prestations d'assurance-emploi régulières établies par les travailleurs de longue date en 2014-2015 est près de la moitié du nombre de demandes établies en 2008-2009 (261 769 et 519 780, respectivement). Non seulement le nombre de demandes de prestations d'assurance-emploi régulières établies par les travailleurs de longue date a chuté depuis 2008-2009, mais leur proportion du nombre total de demandes établies a également diminué, passant de 32 % à 20 % (voir le graphique 15). De plus, le montant versé à cette catégorie de prestataires a fléchi de 57,8 % depuis la récession, alors qu’il a atteint un sommet de 5,1 milliards de dollars en 2009-2010.

Graphique 15 - Demandes de prestations d’assurance-emploi régulières1 et montant versé, selon la catégorie de prestataires de l’assurance-emploi2, Canada, de 2007-2008 à 2014-2015
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Montant versé (en milliards de dollars) Nouvelles demandes de prestations régulières (proportion du total)
Travailleurs de longue date  Prestataires occasionnels  Prestataires fréquents  Travailleurs de longue date  Prestataires occasionnels  Prestataires fréquents 
2007-2008 2,4 $ 4,2 $ 1,8 $ 26 % 52 % 22 %
2008-2009 3,0 $ 4,8 $ 2,2 $ 32 % 51 % 18 %
2009-2010 5,1 $ 6,9 $ 2,7 $ 30 % 51 % 19 %
2010-2011 4,4 $ 5,7 $ 2,7 $ 24 % 54 % 22 %
2011-2012 3,2 $ 5,2 $ 2,8 $ 26 % 52 % 23 %
2012-2013 2,7 $ 5,0 $ 2,8 $ 23 % 53 % 24 %
2013-2014 2,4 $ 5,3 $ 2,7 $ 22 % 55 % 23 %
2014-2015 2,1 $ 5,7 $ 2,7 $ 20 % 58 % 23 %
  • 1 Comprend les demandes de prestations pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières.
  • 2 Les travailleurs de longue date sont des prestataires de l’assurance-emploi qui ont versé au moins 30 % du maximum des cotisations annuelles au régime d’assurance-emploi pendant au moins sept des dix dernières années et qui, au cours des cinq dernières années, ont touché des prestations régulières ou des prestations de pêcheur pendant un maximum de 35 semaines. Les prestataires fréquents sont des prestataires de l’assurance-emploi qui, au cours des cinq dernières années, ont établi au moins trois demandes de prestations régulières ou de prestations de pêcheur et qui ont touché des prestations pendant plus de 60 semaines. Les prestataires occasionnels sont les prestataires de l’assurance-emploi qui ne répondent pas aux critères des travailleurs de longue date ni à ceux des prestataires fréquents.
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi. Les données se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Contrairement aux travailleurs de longue date, la proportion des demandes de prestations d'assurance-emploi régulières établies par les prestataires occasionnels a augmenté de 2008-2009 à 2014-2015, passant de 51 % à 58 %. Le nombre de demandes de prestations d'assurance-emploi établies par les prestataires occasionnels a diminué de 2008-2009 à 2012-2013 (de 830 660 à 720 810), mais tend à la hausse depuis (776 150 en 2014-2015). Concordant à cette tendance à la hausse, cette catégorie de prestataires a enregistré l’augmentation la plus importante du montant versé de 2013-2014 à 2014-2015, à 8,7 %. Le montant versé aux prestataires occasionnels a ainsi enregistré une hausse pour la deuxième année consécutive.

Enfin, la proportion des demandes de prestations d'assurance-emploi régulières établies par les prestataires fréquents a augmenté chaque année de 2008-2009 à 2012-2013 (de 18 % à 24 %) et s’est stabilisée depuis, à environ 23 % (voir le graphique 15). Le nombre de demandes de prestations établies par les prestataires fréquents a augmenté de 2008-2009 à 2011-2012, mais tend depuis à la baisse. Le montant versé aux prestataires fréquents a également continué d’être constant, se tenant à environ 2,7 milliards de dollars pendant six années consécutives.

2.1.3 Demandes de prestations d’assurance-emploi régulières, selon le niveau de scolarité, le nombre d’heures d’emploi assurable et le taux de chômage dans la région économique de l’assurance-emploi

L’analyse par niveau de scolarité démontre que la plupart des demandes de prestations d'assurance-emploi régulières ont été établies par des prestataires exerçant une profession exigeant des études collégiales ou une formation en apprentissage (34 %), ou des études secondaires ou une formation propre à une profession (33 %). Les données semblent indiquer que les travailleurs pratiquant une profession nécessitant un grade universitaire ou des études en gestion avaient moins tendance à avoir recours au régime d'assurance-emploi. Le tableau 11 démontre également que la proportion des demandes de prestations d'assurance-emploi régulières est demeurée assez stable au fil des années, et ce, pour tous les niveaux de scolarité.

Tableau 11 - Répartition des demandes de prestations d’assurance-emploi régulières1, selon le niveau de scolarité, Canada, de 2007-2008 à 2014-2015
Niveau de scolarité 2007-2008 2008-2009 2009-2010 2010-2011 2011-2012 2012-2013 2013-2014 2014-2015
Gestion 4 % 4 % 5 % 5 % 5 % 5 % 5 % 5 %
Université 7 % 7 % 7 % 8 % 8 % 8 % 8 % 8 %
Collège ou formation en apprentissage 31 % 32 % 33 % 32 % 33 % 33 % 34 % 34 %
Secondaire ou formation spécifique à une profession 36 % 36 % 35 % 34 % 34 % 33 % 33 % 33 %
Formation en cours d’emploi 22 % 21 % 19 % 22 % 21 % 21 % 20 % 20 %
Canada 100 % 100 % 100 % 100 % 100 % 100 % 100 % 100 %
  • Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués.
  • 1 Comprend les demandes de prestations pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières.
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi. Les données se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

En 2014-2015, 39 % des demandes de prestations d'assurance-emploi régulières établies par les jeunes (24 ans et moins) étaient pour des postes exigeant soit un diplôme d’études collégiales, soit une formation en apprentissage, et 25 % des demandes étaient pour des postes nécessitant des études secondaires ou une formation propre à une profession. En revanche, 38 % des demandes de prestations régulières établies par des travailleurs âgés de 45 ans et plus étaient pour des postes exigeant des études secondaires ou une formation propre à une profession, et 31 % des demandes étaient pour des postes qui nécessitaient soit un diplôme d’études collégiales, soit une formation en apprentissage. Ces statistiques laissent entendre que les travailleurs âgés qui présentent une demande de prestations d'assurance-emploi tendent à avoir un niveau de scolarité moins élevé que les travailleurs plus jeunes.

Le taux de chômage dans une région économique de l’assurance-emploi donnée détermine le nombre d’heures d’emploi assurable exigé pour avoir droit à l'assurance-emploi. Plus le taux de chômage est élevé, plus le nombre d’heures exigé pour être admissible est bas. En 2014-2015, une proportion importante de demandes de prestations d'assurance-emploi régulières ont été établies par des prestataires qui avaient accumulé au moins 1 820 heures d’emploi assurable pendant leur période de référence (26,4 %), ce qui constituait une augmentation de 0,8 point de pourcentage par rapport à l’exercice 2013-2014. Le tableau 12 montre que ce pourcentage est à la hausse depuis 2011-2012. Il montre également que cette proportion était beaucoup plus élevée en 2008-2009 (31,1 %), au début de la dernière récession. Une des raisons pouvant expliquer cette situation est le fait qu’une proportion plus élevée de travailleurs de longue date ont perdu leur emploi et ont commencé à toucher des prestations d'assurance-emploi en 2008-2009, et que ces prestataires avaient accumulé plusieurs heures d’emploi pendant la période de référence (généralement 52 semaines avant la présentation de leur demande.)

Tableau 12 - Répartition des demandes de prestations d’assurance-emploi régulières1, selon le nombre d’heures d’emploi assurable, Canada, de 2007-2008 à 2014-2015
Nombre d’heures d’emploi assurable 2007-2008 2008-2009 2009-2010 2010-2011 2011-2012 2012-2013 2013-2014 2014-2015
Moins de 700 heures 5,4 % 4,6 % 6,9 % 6,9 % 6,1 % 5,5 % 5,2 % 4,8 %
700 à 979 heures 15,9 % 13,8 % 15,6 % 16,9 % 16,3 % 15,5 % 15,2 % 15,2 %
980 à 1 259 heures 19,8 % 17,7 % 18,6 % 19,6 % 19,5 % 19,3 % 19,1 % 19,1 %
1 260 à 1 539 heures 17,7 % 16,5 % 16,6 % 17,3 % 17,9 % 18,4 % 18,4 % 18,3 %
1,540 à 1,819 heures 15,8 % 16,3 % 15,6 % 15,7 % 16,2 % 16,5 % 16,6 % 16,3 %
1 820 heures et plus 25,3 % 31,1 % 26,7 % 23,5 % 24,1 % 24,8 % 25,6 % 26,4 %
Canada 100 % 100 % 100 % 100 % 100 % 100 % 100 % 100 %
  • Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués.
  • 1 Comprend les demandes de prestations pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières.
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi. Les données se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Les statistiques par rapport aux autres augmentations du nombre d’heures d’emploi assurable montrent que la proportion de prestataires qui ont accumulé plus de 700 heures d’emploi assurable baisse chaque année depuis 2010-2011. Cette situation est en partie attribuable à la diminution graduelle du taux de chômage dans plusieurs régions économiques de l'assurance-emploi, diminution qui, par conséquent, entraîne l’augmentation du nombre d’heures d’emploi assurable requis pour être admissible au régime d'assurance-emploi dans ces régions.

Le graphique 16 illustre le nombre moyen d’heures d’emploi assurable par demande de prestations qui a donné droit aux prestations d'assurance-emploi, nombre qui augmente chaque année depuis 2011-2012, passant de 1 338 à 1 381 heures. Comme prévu, le nombre d’heures d’emploi assurable par demande de prestations fluctue selon la province. Le nombre d’heures dans les provinces de l’Atlantique tend à être inférieur à celui des autres provinces. En 2014-2015, Terre-Neuve-et-Labrador a enregistré le nombre moyen d’heures d’emploi assurable le plus bas (1 206 heures), alors que les demandes de prestations établies en Alberta affichaient le nombre moyen d’heures le plus élevé (1 542 heures).

Le nombre moyen d’heures d’emploi assurable fluctue également selon le sexe et l’âge. Les statistiques montrent que les demandes de prestations établies par les hommes comportaient, en moyenne, 64 heures de plus d’emploi assurable que les demandes établies par les femmes en 2014-2015 (1 406 et 1 342 heures, respectivement). Cet écart est demeuré constant au cours des quatre derniers exercices. Les données selon l’âge montrent que les prestataires âgés de 55 ans et plus ont accumulé le moins d’heures d’emploi assurable en 2014-2015 (1 312 heures), alors que ceux âgés de 25 à 44 ans en ont accumulé le plus (1 413 heures).

Graphique 16 - Nombre moyen d’heures d’emploi assurable pour les demandes de prestations régulières1, selon le sexe, Canada, de 2007-2008 à 2014-2015
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Hommes Femmes Canada
2007-2008 1 391 1 321 1 363
2008-2009 1 446 1 357 1 413
2009-2010 1 385 1 325 1 362
2010-2011 1 358 1 309 1 338
2011-2012 1 377 1 315 1 352
2012-2013 1 393 1 328 1 367
2013-2014 1 400 1 338 1 376
2014-2015 1 406 1 342 1 381
  • 1 Comprend les demandes de prestations pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières.
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi. Les données se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

En conclusion, le tableau 13 montre que la répartition des nouvelles demandes de prestations d'assurance-emploi régulières selon les taux de chômage régionaux fluctue annuellement. Alors que le pourcentage de nouvelles demandes de prestations d'assurance-emploi régulières établies dans les régions économiques de l'assurance-emploi dont le taux de chômage est de 6,0 % ou moins était de 14 % en 2013-2014, il a monté à 20 % en 2014-2015. L’augmentation du nombre de demandes de prestations d'assurance-emploi régulières établies en Alberta est l’une des raisons expliquant l’augmentation du nombre de demandes de prestations d'assurance-emploi régulières dans le seuil de « 6,0 % ou moins » du taux de chômage, puisque plus de 90 % des demandes de prestations établies en Alberta (95 940 sur 105 780) ont été faites dans des régions où le taux de chômage était inférieur à 6,1 % en 2014-2015.

Tableau 13 - Répartition des demandes de prestations d’assurance-emploi régulières1, selon le taux de chômage régional, Canada, de 2008-2009 à 2014-2015
Taux de chômage régional2 2008-2009 2009-2010 2010-2011 2011-2012 2012-2013 2013-2014 2014-2015
De 0,1 % à 6,0 % 26 % 8 % 8 % 13 % 15 % 14 % 20 %
De 6,1 % à 7,0 % 18 % 9 % 9 % 12 % 12 % 15 % 12 %
De 7,1 % à 8,0 % 24 % 11 % 16 % 12 % 13 % 20 % 25 %
De 8,1 % à 9,0 % 8 % 14 % 24 % 33 % 33 % 25 % 18 %
De 9,1 % à 10,0 % 3 % 28 % 15 % 10 % 7 % 4 % 6 %
De 10,1 % à 11,0 % 6 % 8 % 8 % 5 % 4 % 6 % 4 %
De 11,1 % à 12,0 % 2 % 6 % 6 % 3 % 3 % 4 % 3 %
De 12,1 % à 13,0 % 3 % 4 % 3 % 2 % 2 % 1 % 1 %
De 13,1 % à 14,0 % 1 % 2 % 1 % 1 % 2 % 1 % 0 %
De 14,1 % à 15,0 % 3 % 2 % 2 % 1 % 1 % 2 % 2 %
De 15,1 % à 16,0 % 1 % 2 % 2 % 2 % 2 % 4 % 2 %
16,1 % ou plus 6 % 7 % 7 % 7 % 7 % 6 % 8 %
Canada 100 % 100 % 100 % 100 % 100 % 100 % 100 %
  • Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués.
  • 1 Comprend les demandes de prestations pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières.
  • 2 Les taux de chômage utilisés pour le régime d'assurance-emploi sont une moyenne mobile des taux de chômage désaisonnalisés produits par Statistique Canada, en vertu de l'article 17 du Règlement sur l’assurance-emploi.
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi. Les données se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

2.2 Prestations régulières d’assurance-emploi : couverture, admissibilité et accès

Comme il est indiqué précédemment, le régime d’assurance-emploi offre de l’aide financière temporaire aux chômeurs qui ont récemment perdu leur emploi sans en être responsables (p. ex. motif de cessation d’emploi valable), ont cotisé au régime d’assurance-emploi et ont accumulé le nombre requis d’heures d’emploi assurable au cours de la dernière année ou depuis leur dernière prestation — la plus courte de ces périodes étant retenue.

Les sections suivantes portent sur la population au chômage et les diverses sous-populations de chômeurs relativement au régime d’assurance-emploi. Plus précisément, on étudie la population au chômage sous l’angle des principales conditions d’admissibilité (avoir cotisé à l’assurance-emploi, avoir un motif de cessation d’emploi valable et un nombre suffisant d’heures d’emploi assurable). Comme le montre le graphique 17, il y avait 1 259 500 chômeurs en 2014 (barre C), dont 768 000 qui avaient cotisé au régime d’assurance-emploi (barre CC). Des chômeurs qui avaient travaillé et cotisé au régime d’assurance-emploi, 580 500 personnes avaient un motif de cessation d’emploi valable (barre CE). Les sous-populations comprennent 482 600 personnes qui étaient admissibles à l’assurance-emploi, c’est-à-dire qu’elles avaient accumulé suffisamment d’heures d’emploi assurable pour être admissibles aux prestations régulières de l’assurance-emploi (barre A), et que 329 400 de ces personnes ont touché des prestations régulières (barre T).

La section suivante donne plus de détails sur le nombre de chômeurs qui, en 2014, étaient couverts par le régime d’assurance-emploi (section 2.2.1), qui étaient admissibles aux prestations régulières d’assurance-emploi (section 2.2.2) et qui ont touché des prestations régulières d’assurance-emploi (section 2.2.3). La plupart des statistiques présentées dans ces sections sont fondées sur les résultats de l’Enquête sur la couverture de l’assurance-emploi (ECAE) Note de bas de page 33 de 2014 effectuée par Statistique Canada. Menée pour la première fois en 1997, l’ECAE avait pour but à l’époque d’améliorer la compréhension de la relation entre le nombre de personnes qui touchent des prestations d’assurance-emploi et le nombre de chômeurs. Les résultats permettent aux utilisateurs de dresser un profil complet des chômeurs et des autres personnes qui auraient peut-être eu droit aux prestations d’assurance-emploi en raison d’une interruption d’emploi récente.

Graphique 17 - Du chômage à l’admissibilité aux prestations régulières d'assurance-emploi, Canada, 2014
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2014
Nombre Part des Chômeurs
Chômeurs  1 259 500  Sans Objet
Chômeurs qui ont contribué à l'a.-e.  768 000  61,0 %
Emploi assurable et cessation d'emploi valide  580 500  46,1 %
Admissibles, c.-à.-d. qui ont accumulé suffisamment d'heures assurables  482 600  38,3 %
Touchent des prestations régulières  329 400  26,2 %
   Non cotisants à l'a.-e.  491 500  39,0 %
   Emploi assurable et cessation d'emploi non valide  187 400  14,9 %
   Inadmissibles : n'ont pas accumulé suffisamment d'heures assurables  97 900  7,8 %
   N'ont pas touché de prestation régulières  153 200  12,2 %
  • Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués.
  • Source: Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l'assurance-emploi.

2.2.1 Couverture des prestations régulières d’assurance-emploi

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.

La présente section renferme une analyse de la population au chômage qui a versé des cotisations à l’assurance-emploi pendant les 12 mois précédant leur période de chômage en 2014, et également une analyse de la population au chômage qui n’a pas payé de cotisations d’assurance-emploi au cours des 12 derniers mois.

2.2.1.1 Couverture des prestations régulières d’assurance-emploi, statistiques nationales

Selon l’ECAE, il y avait 1 259 500 chômeurs au Canada (comme le montre la barre C du graphique 17) en 2014 Note de bas de page 34 . Il s’agit d’une baisse de 4,0 % par rapport aux 1 312 300 chômeurs recensés en 2013.

Selon l’ECAE de 2014, 768 000 des 1 259 500 chômeurs avaient versé des cotisations à l’assurance-emploi au cours des 12 mois précédant leur période de chômage (on nommera ces chômeurs les cotisants), ce qui représente 61,0 % de tous les chômeurs (désignés par la barre bleue CC dans le graphique 17), une légère baisse par rapport à 2013 (62,5 %).

D’après l’ECAE de 2014, 491 500 personnes n’avaient pas cotisé à l’assurance-emploi dans les 12 mois précédents (appelées les non-cotisants), ce qui représente 39,0 % des chômeurs (désignés par la barre blanche au-dessus de la barre CC dans le graphique 17). Les personnes n’ayant pas versé de cotisations à l’assurance-emploi comprennent les travailleurs indépendants Note de bas de page 35 , les travailleurs familiaux non rémunérés et les personnes qui n’avaient pas travaillé au cours des 12 derniers mois, incluant les personnes qui n’avaient jamais travaillé. Comme l’indique le graphique 17 (barre blanche au-dessus de la barre CC), il y avait 54 900 travailleurs indépendants et travailleurs familiaux non rémunérés en 2014, comptant pour 4,4 % de toute la population au chômage, et il y avait 436 600 personnes qui n’avaient pas travaillé au cours des 12 mois précédents, incluant les personnes qui n’avaient jamais travaillé, ce qui représente 34,7 % de la population de chômeurs totale.

Le tableau 14 montre une répartition des cotisants et des non-cotisants à l’assurance-emploi. Le taux de couverture d’assurance-emploi (proportion des chômeurs qui ont versé des cotisations à l’assurance-emploi au cours des 12 mois précédents) est passé de 70,0 % à 61,0 % entre 2007 (juste avant la récession de 2008) et 2014. Cette baisse peut être attribuée aux augmentations de la proportion des chômeurs qui n’avaient pas travaillé au cours des 12 mois précédents, qui peut encore être subdivisée en deux catégories : i) les personnes qui n’avaient pas travaillé au cours des 12 mois précédents, excluant les personnes n’ayant jamais travaillé (+ 5,7 points de pourcentage), et ii) les personnes qui n’avaient jamais travaillé (+4,2 points de pourcentage).

Tableau 14 - Répartition des cotisants et non-cotisants à l’assurance-emploi, Canada, de 2007 à 2014
2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014
Cotisants à l’assurance-emploi 70,0 % 70,1 % 70,3 % 64,7 % 64,5 % 61,7 % 62,5 % 61,0 %
Non-cotisants à l’assurance-emploi 30,0 % 29,9 % 29,7 % 35,3 % 35,5 % 38,3 % 37,5 % 39,0 %
n’ont pas récemment occupé d’emploi assurable (p. ex. travailleurs indépendants1 et travailleurs familiaux non rémunérés) 5,2 % 4,4 % 4,9 % 3,0 % 3,4 % 4,4 % 4,5 % 4,4 %
n’ont pas travaillé au cours des 12 derniers mois (excluant ceux qui n’ont jamais travaillé) 17,6 % 18,3 % 18,3 % 24,1 % 25,0 % 24,6 % 24,3 % 23,3 %
n’ont jamais travaillé 7,2 % 7,2 % 6,5 % 8,3 % 7,1 % 9,3 % 8,8 % 11,4 %
Canada 100 % 100 % 100 % 100 % 100 % 100 % 100 % 100 %
  • Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués.
  • 1 Les travailleurs indépendants peuvent choisir de participer au régime et de verser des cotisations pour avoir droit à des prestations spéciales, mais ils ne sont pas admissibles aux prestations régulières.
  • Source : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l’assurance-emploi.
2.2.1.2 Couverture des prestations régulières d’assurance-emploi, selon la région

Les taux de couverture d’assurance-emploi varient d’une région à l’autre; les provinces atlantiques affichent le taux le plus élevé (79,4 %) et l’Ontario et les provinces de l’Ouest, les taux les plus bas (54,7 % et 59,6 % respectivement). Les régions ayant des taux de couverture plus élevés sont celles qui ont une plus petite proportion des personnes qui n’avaient pas travaillé au cours des 12 derniers mois. Comme l’indique le tableau 15, 18,0 % des chômeurs des provinces atlantiques n’avaient pas travaillé au cours des 12 mois précédents, ce qui englobe i) ceux qui n’avaient pas travaillé au cours des 12 derniers mois (excluant ceux qui n’avaient jamais travaillé), et ii) ceux qui n’avaient jamais travaillé; les proportions étaient comparativement plus élevées en Ontario (40,9 %) et dans les provinces de l’Ouest (36,5 %).

Tableau 15 - Répartition des chômeurs cotisants et non-cotisants à l’assurance-emploi, selon la région, Canada, 2014
Atlantique1 Québec Ontario Ouest2 Canada
Cotisants à l’assurance-emploi 79,4 % 65,4 % 54,7 % 59,6 % 61,0 %
Non-cotisants à l’assurance-emploi 20,6 % 34,6 % 45,3 % 40,4 % 39,0 %
n’ont pas occupé récemment d’emploi assurable (p. ex. travailleurs indépendants3 et travailleurs familiaux non rémunérés) 2,6 % 5,4 % 4,4 % 3,9 % 4,4 %
n’ont pas travaillé au cours des 12 derniers mois (excluant ceux qui n’ont jamais travaillé) 13,0 % 20,7 % 27,2 % 23,4 % 23,3 %
n’ont jamais travaillé 5,0 % 8,5 % 13,7 % 13,1 % 11,4 %
Canada 100 % 100 % 100 % 100 % 100 %
  • Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués.
  • 1 Les provinces de l’Atlantique comprennent Terre-Neuve-et-Labrador, l’Île-du-Prince-Édouard, la Nouvelle-Écosse et le Nouveau-Brunswick.
  • 2 Les provinces de l’Ouest comprennent la Colombie-Britannique, l’Alberta, la Saskatchewan et le Manitoba.
  • 3 Les travailleurs indépendants peuvent choisir de participer au régime et de verser des cotisations pour avoir droit à des prestations spéciales, mais ils ne sont pas admissibles aux prestations régulières.
  • Source : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l’assurance-emploi.
2.2.1.3 Couverture des prestations régulières d’assurance-emploi, selon le sexe et l’âge

En 2014, le taux de couverture pour les hommes était de 69,0 %, une hausse par rapport au taux de 64,3 % enregistré en 2013. Cela peut s’expliquer par la baisse du nombre d’hommes qui n’avaient pas récemment occupé un emploi assurable ou qui n’avaient pas travaillé au cours des 12 derniers mois (excluant ceux qui n’avaient jamais travaillé). Inversement, le taux de couverture pour les femmes était de 50,1 %, une baisse par rapport au taux de 60,0 % obtenu en 2013. Cela s’explique principalement par une augmentation considérable du nombre de femmes n’ayant jamais travaillé (+44,5 % ou +25 600). Conséquemment, l’écart entre le taux de couverture des hommes et celui des femmes a augmenté à 18,9 points de pourcentage en 2014, une augmentation de 14,6 points par rapport au taux enregistré en 2013. L’écart moyen au cours des cinq dernières années était 6,2 points de pourcentage.

En 2014, le taux de couverture pour les jeunes (de 15 à 24 ans) a diminué, passant de 54,0 % en 2013 à 50,3 %. Les adultes (25 ans et plus) avaient un taux de couverture de 65,3 %, une légère diminution par rapport au taux de 65,5 % enregistré en 2013. Les taux de couverture chez les jeunes tendent à être considérablement plus bas que chez les adultes parce que les jeunes sont moins susceptibles d’avoir un emploi assurable, et plus susceptibles de n’avoir jamais travaillé. En 2014, parmi les jeunes chômeurs, 29,5 % n’avaient jamais travaillé (presque le double de la proportion de 15,7 % enregistrée en 2008), comparativement à 4,0 % pour les chômeurs de 25 ans et plus.

2.2.2 Admissibilité à des prestations régulières d’assurance-emploi

Pour avoir droit à des prestations régulières d’assurance-emploi, une personne doit d’abord être couverte par le régime d’assurance-emploi, c’est-à-dire qu’elle doit avoir cotisé à l’assurance-emploi au cours des 12 mois précédant sa période de chômage. De plus, la personne doit avoir un motif de cessation d’emploi valable et avoir accumulé un nombre suffisant d’heures d’emploi assurable avant sa cessation d’emploi pour être admissible.

La présente section dresse un portrait de la population ayant un motif de cessation d’emploi valable et ayant accumulé un nombre suffisant d’heures d’emploi assurable pour être admissible à des prestations régulières d’assurance-emploi (barre bleue A dans le graphique 17).

2.2.2.1 Admissibilité aux prestations régulières d’assurance-emploi, statistiques nationales

Selon l’ECAE de 2014, 580 500 chômeurs avaient un motif de cessation d’emploi valable. Par conséquent, ils étaient potentiellement admissibles aux prestations régulières d’assurance-emploi (barre bleue CE dans le graphique 17).

En 2014, 187 400 (14,9 %) chômeurs n’avaient pas de motif de cessation d’emploi valable (barre blanche au-dessus de la barre CE dans le graphique 17). Ce groupe est formé des chômeurs qui ont quitté leur emploi pour retourner aux études (96 700 ou 7,7 % de la population au chômage) et de ceux qui ont quitté leur emploi pour d’autres raisons, sans motif valable Note de bas de page 36 (90 700 ou 7,2 % de la population au chômage).

Parmi les 580 500 chômeurs en 2014 qui étaient couverts par le régime d’assurance emploi et qui avaient un motif de cessation d’emploi valable, 482 600 avaient accumulé un nombre suffisant d’heures pour avoir droit à des prestations régulières d’assurance-emploi (barre bleue A dans le graphique 17), soit un taux d’admissibilité de 83,1 % (482 600/580 500). Le taux d’admissibilité de 83,1 % en 2014 représente une baisse de 2,7 points de pourcentage par rapport à celui de 2013 (85,8 %), mais il demeure au-dessus des taux d’avant la récession (82,3 % en 2007 et 82,7 % en 2006).

Les 97 900 chômeurs restants qui avaient cotisé à l’assurance-emploi au cours des 12 derniers mois et qui avaient un motif de cessation d’emploi valable n’avaient pas accumulé un nombre suffisant d’heures d’emploi assurable pour être admissibles aux prestations régulières d’assurance-emploi en 2014.

2.2.2.2 Admissibilité aux prestations régulières d’assurance-emploi, selon la province

En 2014, les taux d’admissibilité variaient : la Colombie-Britannique affichait le taux le plus bas, 77,3 %, et Terre-Neuve-et-Labrador, le taux le plus élevé, 94,1 % (voir le graphique 18). Par rapport aux résultats de l’ECAE de 2013, le taux d’admissibilité à l’assurance-emploi a diminué dans 7 des 10 provinces. Les plus grandes baisses ont été observées en Nouvelle-Écosse (-13,6 points de pourcentage) et en Alberta (-7,5 points de pourcentage). De 2013 à 2014, une plus petite proportion des chômeurs qui avaient un emploi assurable et un motif de cessation d’emploi valable avait accumulé un nombre suffisant d’heures pour être admissible à l’assurance-emploi en Nouvelle-Écosse et en Alberta. Le déclin dans l’admissibilité dans les deux provinces peut être associé aux différences dans la répartition des travailleurs. Le taux d’admissibilité du Manitoba (+5,8 points de pourcentage), de la Saskatchewan (+3,1 points de pourcentage) et de Terre-Neuve-et-Labrador (+0,2 point de pourcentage) ont connu des augmentations moyennes et légères.

Graphique 18 - Taux d’admissibilité aux prestations régulières d'assurance-emploi, selon la province, Canada, 2013 et 2014
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Taux d'admisiibilité
2013 2014
T.-N.-L. 93,9 % 94,1 %
Î.-P.-É. 94,4 % 93,4 %
N.-É. 94,8 % 81,2 %
N.-B. 96,4 % 90,5 %
Qc 86,1 % 84,3 %
Ont. 83,1 % 81,0 %
Man. 85,6 % 91,4 %
Sask. 82,3 % 85,4 %
Alb. 87,9 % 80,4 %
C.-B. 81,5 % 77,3 %
Canada 85,8 % 83,1 %
  • Source : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l’assurance-emploi.

Les taux d’admissibilité peuvent augmenter ou diminuer à l’échelle nationale, et selon la province et la région, sur une période de plusieurs années. Le graphique 19 montre que le taux national d’admissibilité a augmenté en 2009, après la récession de 2008. Depuis, il a diminué en 2010 et en 2011 et a augmenté en 2012 et en 2013 avant de diminuer une fois de plus en 2014. De plus amples renseignements sur les tendances relatives à l’admissibilité se trouvent dans la section 2.2.2.4.

Graphique 19 - Taux d’admissibilité aux prestations régulières d'assurance-emploi, selon la région, Canada, de 2007 à 2014
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Taux d’admissibilité
2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014
Canada 82,3 % 82,1 % 86,2 % 83,9 % 78,4 % 81,9 % 85,8 % 83,1 %
Atlantique 90,6 % 87,3 % 92,7 % 92,8 % 91,0 % 91,5 % 95,1 % 89,1 %
Québec 82,0 % 80,9 % 87,1 % 85,4 % 76,9 % 81,2 % 86,1 % 84,3 %
Ontario 81,8 % 78,9 % 83,1 % 81,0 % 74,3 % 79,7 % 83,1 % 81,0 %
Ouest 77,7 % 87,1 % 87,3 % 82,1 % 79,6 % 80,4 % 84,2 % 80,9 %
  • Note 1: Les provinces atlantiques comprennent Terre-Neuve-et-Labrador, l’Île-du-prince-Édouard, le Nouveau Brunswick et la Nouvelle-Écosse.
  • Note 2: Les provinces de l’Ouest comprennent le Manitoba, la Saskatchewan, l’Alberta et la Colombie-Britannique.
  • Source : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l’assurance-emploi.

Les taux d’admissibilité selon la province et la région suivent généralement les tendances nationales. Toutefois, le niveau d’admissibilité varie. Par exemple, les provinces atlantiques ont maintenu des taux d’admissibilité plus élevés que les autres provinces de 2007 à 2014, avec une moyenne de 91,3 % pendant cette période. À titre comparatif, le taux d’admissibilité de l’Ontario a été, en moyenne, de 80,4 % au cours des huit dernières années, le taux le plus bas de toutes les régions illustrées dans le graphique 19. Les taux d’admissibilité du Québec et des provinces de l’Ouest se rapprochaient beaucoup plus de la tendance nationale.

2.2.2.3 Admissibilité aux prestations régulières d’assurance-emploi, selon le sexe et l’âge

En 2014, les taux d’admissibilité à l’assurance-emploi ont diminué pour tous les groupes démographiques, mis à part pour les femmes et les femmes adultes (25 ans et plus) (voir le tableau 16). Le taux d’admissibilité à l’assurance-emploi a diminué pour les hommes, passant de 89,8 % en 2013 à 84,0 % en 2014. Le taux d’admissibilité chez les femmes a pour sa part augmenté de 80,0 % à 81,3 %. La baisse de 5,8 points de pourcentage du taux d’admissibilité chez les hommes en 2014 est expliquée par une baisse du nombre d’hommes qui avaient un nombre suffisant d’heures pour être admissibles aux prestations régulières (-2,0 %), et par une augmentation du bassin d’hommes qui avaient un emploi assurable et un motif de cessation d’emploi valable (+4,7 %).

Tableau 16 - Taux d’admissibilité aux prestations régulières d’assurance-emploi, selon le groupe démographique, Canada, de 2008 à 2014
Taux d’admissibilité 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014
Hommes 84,6 % 87,3 % 83,6 % 79,4 % 81,9 % 89,8 % 84,0 %
Femmes 77,8 % 84,3 % 84,4 % 77,0 % 81,9 % 80,0 % 81,3 %
Jeunes (de 15 à 24 ans) 51,9 % 62,8 % 48,4 % 42,1 % 45,2 % 54,5 % 44,0 %
Adultes (25 ans et plus) 89,1 % 90,5 % 89,6 % 85,1 % 87,9 % 90,4 % 87,9 %
Hommes adultes (25 ans et plus) 90,6 % 91,8 % 89,5 % 87,4 % 86,8 % 93,8 % 88,8 %
Femmes adultes (25 ans et plus) 86,4 % 88,3 % 89,6 % 82,0 % 88,9 % 85,5 % 86,3 %
Canada 82,2 % 86,2 % 83,9 % 78,4 % 81,9 % 85,8 % 83,1 %
  • Source : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l’assurance-emploi.

Comme l’a montré le précédent Rapport de contrôle et d’évaluation de l’assurance-emploi, les différences dans les taux d’admissibilité selon le sexe reflètent des caractéristiques d’emploi différentes entre les hommes et les femmes. Une plus grande proportion d’hommes que de femmes occupent un emploi à temps plein ou un emploi permanent, et les femmes ont tendance à être surreprésentées parmi les travailleurs temporaires ou à temps partiel.

Le taux d’admissibilité chez les jeunes (15 à 24 ans) a connu d’importantes fluctuations entre 2012 et 2014, passant de 45,2 % en 2012 à 54,5 % en 2013, avant de diminuer à 44,0 % en 2014. Le taux d’admissibilité chez les jeunes a généralement été associé à un coefficient de variation considérablement plus élevé Note de bas de page 37 , ce qui contribue aux grandes variations enregistrées ces dernières années par rapport au taux d’admissibilité chez les adultes, qui est plus constant. La baisse considérable du taux d’admissibilité chez les jeunes en 2014 peut être principalement due à la baisse du nombre de jeunes ayant travaillé un nombre suffisant d’heures pour être admissibles aux prestations régulières (-35,2 %) parmi les jeunes qui avaient un emploi assurable et un motif de cessation d’emploi valable.

Le taux d’admissibilité chez les jeunes (44,0 %) est le plus bas parmi les groupes d’âge, ce qui correspond aux résultats de l’année précédente. Le bas taux d’admissibilité chez les jeunes est lié à la nature des emplois habituellement occupés par ce groupe, c’est-à-dire des emplois temporaires ou à temps partiel. En conséquence, ce groupe a tendance à accumuler moins d’heures d’emploi assurable. Le taux d’admissibilité chez les adultes (25 ans et plus) était considérablement plus élevé (87,9 %) que celui des jeunes (de 15 à 24 ans). Les taux d’admissibilité plus élevés chez les adultes indiquent un emploi plus stable et plus d’heures d’emploi assurable (p. ex. un emploi permanent à temps plein).

Il est aussi important de noter que parmi les 182 600 jeunes chômeurs ayant cotisé à l’assurance-emploi (qui étaient potentiellement admissibles aux prestations régulières d’assurance-emploi), 65,3 % ont quitté leur emploi sans motif valable (45,1 % pour retourner aux études et 20,2 % pour d’autres raisons), par rapport à 11,7 % (2,5 % pour retourner aux études et 9,2 % pour d’autres raisons) parmi les adultes (25 ans et plus) (voir le graphique 20). L’incidence élevée de jeunes qui ont quitté leur emploi sans motif valable réduit le nombre de jeunes qui pourraient être admissibles aux prestations régulières d’assurance-emploi; seulement 34,8 % des jeunes chômeurs ayant cotisé à l’assurance-emploi avaient un motif de cessation d’emploi valable, par rapport à 88,3 % chez les adultes.

Graphique 20 - Répartition des chômeurs ayant cotisé à l’assurance-emploi, jeunes et adultes, Canada, 2014
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2014
Jeunes (15 à 24 ans) Adultes (25 ans et plus)
Chômeurs ayant cotisé à l’a.-e 182 600 585 400
Cessation d'emploi avec motif

(part en pourcentage)

Cessation d’emploi sans motif valable, pour retourner aux études 45,1 % 2,5 %
Cessation d’emploi sans motif valable, autres raisons 20,2 % 9,2 %
Motif de cessation d’emploi valable 34,8 % 88,3 %
  • Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués.
  • Source : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l’assurance-emploi.
2.2.2.4 Tendances relatives à l’admissibilité en fonction du cycle économique

En général, le taux d’admissibilité augmente au début d’un ralentissement économique, puisque le bassin de chômeurs comprend un plus grand pourcentage de nouveaux chômeurs ayant occupé un emploi pendant une période relativement longue et ininterrompue. Ces travailleurs auraient accumulé un nombre suffisant d’heures d’emploi assurable pour être admissibles aux prestations régulières d’assurance-emploi. Le taux d’admissibilité varie également lorsque le marché du travail subit des changements structurels. Lorsque le nombre total d’emplois comprend une proportion élevée d’emplois à temps plein (et une proportion plus faible d’emplois à temps partiel), le taux d’admissibilité à l’assurance-emploi est plus élevé, car les travailleurs à temps plein sont plus susceptibles d’avoir accumulé un nombre suffisant d’heures d’emploi assurable et, conséquemment, d’avoir droit aux prestations régulières.

De 2008 à 2009, lorsque la récession a commencé à s’installer, le taux national d’admissibilité a atteint un sommet de 86,2 % en 2009, par rapport à 82,2 % en 2008 (voir le tableau 17). Cette augmentation a été imputée au fait que la composition du bassin de cotisants à l’assurance-emploi au chômage a changé. Un grand nombre de personnes qui sont devenues chômeurs occupaient un emploi assurable, avaient un motif de cessation d’emploi valable et avaient accumulé un nombre suffisant d’heures d’emploi assurable; elles avaient donc droit à des prestations d’assurance-emploi.

Entre 2010 et 2011, au début de la reprise, le taux national d’admissibilité est passé de 83,9 % à un creux sans précédent de 78,4 %, entraîné par un changement dans la composition du bassin de chômeurs : la proportion des chômeurs qui occupaient un emploi permanent à temps plein faisant partie des chômeurs ayant un emploi assurable et un motif de cessation d’emploi valable avait diminué, passant de 50,9 % en 2010 à 45,3 % en 2011 (voir le tableau 17). Ce groupe a toujours affiché un taux d’admissibilité élevé (de 90 à 95 %). À l’inverse, la proportion des travailleurs temporaires non saisonniers au chômage qui occupaient un emploi assurable et qui avaient un motif de cessation d’emploi valable avait augmenté, passant de 24,7 % en 2010 à un sommet de 28,1 % en 2011. Ce groupe a toujours affiché un taux d’admissibilité plus faible (de 60 à 70 %).

Tableau 17 - Taux de chômage, taux d’admissibilité et chômeurs qui ont un emploi assurable et un motif de cessation d’emploi valable, selon les caractéristiques de l’emploi précédent, Canada, de 2008 à 2014
2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014
Taux de chômage 6,1 % 8,3 % 8,1 % 7,5 % 7,3 % 7,1 % 6,9 %
Taux d’admissibilité 82,2 % 86,2 % 83,9 % 78,4 % 81,9 % 85,8 % 83,1 %
Travailleurs permanents 87,6 % 92,2 % 92,4 % 87,2 % 89,9 % 91,4 % 87,7 %
Travailleurs permanents à temps plein 92,7 % 94,3 % 94,5 % 91,2 % 94,6 % 95,0 % 90,1 %
Travailleurs permanents à temps partiel 47,7 % 68,8 % 74,4 % 54,9 % 65,2 % 71,4 % 66,2 %
Travailleurs permanents, heures de travail inconnues 100,0 % 71,5 % 91,7 % 100,0 % 96,4 % 69,2 % 80,6 %
Travailleurs temporaires 73,5 % 75,3 % 72,3 % 68,3 % 72,5 % 79,0 % 77,7 %
Travailleurs temporaires saisonniers 85,0 % 81,4 % 83,6 % 81,2 % 75,6 % 85,0 % 84,6 %
Travailleurs temporaires non saisonniers 63,8 % 70,5 % 64,7 % 60,0 % 70,4 % 74,5 % 73,0 %
Travailleurs non classés Sans objet1 Sans objet1 Sans objet1 Sans objet1 Sans objet1 Sans objet1 Sans objet1
Répartition des chômeurs qui ont un emploi assurable et un motif de cessation d’emploi valide 571 781 857 186 746 009 695 331 628 836 624 123 580 546
Travailleurs permanents 340 145

(59,5 %)
546 357

(63,7 %)
432 479

(58,0 %)
362 126

(52,1 %)
340 982

(54,2 %)
336 637

(53,9 %)
285 668

(49,2 %)
Travailleurs permanents à temps plein 291 875

(51,0 %)
500 683

(58,4 %)
379 353

(50,9 %)
315 310

(45,3 %)
283 644

(45,1 %)
285 670

(45,8 %)
252 351

(43,5 %)
Travailleurs permanents à temps partiel 40 245

(7,0 %)
39 258

(4,6 %)
45 333

(6,1 %)
41 389

(6,0 %)
54 532

(8,7 %)
47 979

(7,7 %)
27 169

(4,7 %)
Travailleurs permanents, heures de travail inconnues 8 025

(1,4 %)
6 416

(0,7 %)
7 793

(1,0 %)
5 427

(0,8 %)
2 806

(0,4 %)
2 988

(0,5 %)
6 148

(1,1 %)
Travailleurs temporaires 224 874

(39,3 %)
305 501

(35,6 %)
309 077

(41,4 %)
322 551

(46,4 %)
287 099

(45,7 %)
283 634

(45,4 %)
281 376

(48,5 %)
Travailleurs temporaires saisonniers 102 482

(17,9 %)
135 904

(15,9 %)
125 186

(16,8 %)
127 081

(18,3 %)
115 569

(18,4 %)
122 082

(19,6 %)
114 468

(19,7 %)
Travailleurs temporaires non saisonniers 122 392

(21,4 %)
169 597

(19,8 %)
183 891

(24,7 %)
195 471

(28,1 %)
171 529

(27,3 %)
161 552

(25,9 %)
166 908

(28,8 %)
Travailleurs non classés Sans objet1 Sans objet1 Sans objet1 Sans objet1 Sans objet1 Sans objet1 Sans objet1
  • Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués.
  • 1 Trop peu fiable pour être publié.
  • Source : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l’assurance-emploi.

En 2013, le taux d’admissibilité a augmenté, passant de 81,9 % en 2012 à 85,8 %. Cela s’explique par une combinaison de facteurs. Premièrement, la proportion de travailleurs permanents à temps plein au chômage qui occupaient un emploi assurable et qui avaient un motif de cessation d’emploi valable, dont le taux d’admissibilité était de 95,0 % en 2013, a augmenté de presque un point de pourcentage (de 45,1 % à 45,8 %) entre 2012 et 2013. Deuxièmement, le nombre de chômeurs qui ont quitté leur emploi pour retourner aux études est passé de 74 200 en 2012 à un sommet récent de 93 300 en 2013, une augmentation de 25,7 %. Comme il a été mentionné plus haut, les chômeurs qui n’ont pas de motif de cessation d’emploi valable ne sont pas compris dans le calcul des taux d’admissibilité, et l’exclusion de ce groupe restreint le bassin de chômeurs qui sont moins susceptibles d’avoir accumulé un nombre suffisant d’heures pour avoir droit à des prestations. Enfin, la proportion de travailleurs saisonniers temporaires au chômage qui occupaient un emploi assurable et qui avaient un motif de cessation d’emploi valable a augmenté, passant de 18,4 % en 2012 à 19,6 % en 2013, et le taux d’admissibilité de ce groupe est passé de 75,6 % à 85,0 %. En 2012, le taux d’admissibilité chez les travailleurs saisonniers temporaires était inférieur à la normale, mais il est remonté au niveau habituel en 2013.

En 2014, le taux d’admissibilité a diminué, passant de 85,8 % en 2013 à 83,1 %. Cela s’explique par divers facteurs. Premièrement, la proportion de travailleurs permanents à temps plein au chômage qui avaient un emploi assurable et un motif de cessation d’emploi valable, dont le taux d’admissibilité était de 90,1 % en 2014, a diminué, passant de 45,8 % en 2013 à 43,5 % en 2014, alors que le taux d’admissibilité de ce groupe a baissé de presque 5 points de pourcentage. Deuxièmement, la proportion de travailleurs temporaires non saisonniers au chômage qui avaient un emploi assurable et un motif de cessation d’emploi valable, dont le taux d’admissibilité était de 74,5 % en 2014, est passée de 25,9 % à 28,8 % en 2014, alors que le taux d’admissibilité de ce groupe a baissé de 1,5 point de pourcentage. Ce groupe a toujours affiché un taux d’admissibilité plus faible (de 60 à 75 %), particulièrement par rapport au groupe de travailleurs permanents à temps plein (de 90 à 95 %). Finalement, le taux d’admissibilité chez les travailleurs permanents à temps partiel a connu un déclin (-5,2 points de pourcentage, passant de 71,4 % en 2013 à 66,2 % en 2014).

Comme il a été mentionné plus haut, une conjoncture économique difficile peut occasionner une augmentation du bassin de chômeurs qui ont accumulé un nombre suffisant d’heures d’emploi assurable qui ont un motif de cessation d’emploi valable, et qui sont donc admissibles aux prestations. Conséquemment, les taux d’admissibilité tendent à être plus élevés durant les périodes de ralentissement économique ou de récession. Toutefois, durant les périodes de reprise économique, les taux d’admissibilité ont tendance à diminuer, tandis que durant les périodes où la situation économique est stable, les taux d’admissibilité peuvent rester stables ou même augmenter. Ce paradoxe met en relief le fait que la composition variée de la population de chômeurs, qui accumulent différents nombres d’heures d’emploi assurable d’une année à une autre, contribue à la fluctuation des taux d’admissibilité, comme on a pu le constater au cours des dernières années.

Une étude Note de bas de page 38 récente fondée sur l’Enquête canadienne par panel sur l’interruption de l’emploi (ECPIE) a révélé que le régime de travail des personnes a une incidence sur la probabilité d’être admissible aux prestations régulières d’assurance-emploi. Il est ressorti de l’étude que les chômeurs qui occupaient un emploi permanent à temps plein avaient le taux d’admissibilité le plus élevé, ce qui peut être attribué au fait qu’ils avaient en moyenne le plus grand nombre d’heures d’emploi assurable. Les chômeurs qui n’occupaient pas un emploi permanent avaient le taux d’admissibilité le plus bas, étant donné qu’ils avaient accumulé moins d’heures de travail en moyenne.

Une autre étude Note de bas de page 39 , Note de bas de page 40 récente, fondée sur l’Enquête sur la dynamique du travail et du revenu (EDTR), avait pour but d’évaluer l’incidence des changements relatifs aux heures de travail sur l’admissibilité à l’assurance-emploi de 1996 (avant le changement apporté aux critères d’admissibilité, entré en vigueur en janvier 1997, soit le passage d’un système en semaines à un système en heures) à 2010. Il ressort des résultats que le nombre moyen d’heures travaillées par semaine a très peu varié de 1996 à 2010, tous travailleurs confondus, fluctuant entre 33,5 heures et 35 heures. D’après cette étude, le taux d’admissibilité a été relativement stable au cours des deux dernières décennies. De 1996 à 2010, les travailleurs à temps plein affichaient un taux d’admissibilité considérablement plus élevé que ceux qui n’étaient pas des travailleurs à temps plein, parce qu’ils avaient travaillé un plus grand nombre d’heures, alors que les jeunes (de 16 à 24 ans) et les travailleurs peu instruits (possédant moins qu’un diplôme d’études secondaires) avaient des taux d’admissibilité inférieurs par rapport aux travailleurs plus âgés et plus instruits.

2.2.2.5 Admissibilité aux prestations régulières d’assurance-emploi, à partir des relevés d’emploi

Outre l’ECAE, les relevés d’emploi (RE) constituent une autre source souvent utilisée pour examiner l’admissibilité des chômeurs aux prestations régulières d’assurance-emploi. On a récemment effectué une étude d’évaluation Note de bas de page 41 sur les mesures de l’admissibilité à l’assurance-emploi fondée sur le relevé d’emploi Note de bas de page 42 . La méthodologie et la population utilisées pour déterminer les taux d’admissibilité dans le cadre de cette étude diffèrent d’autres mesures utilisées (p. ex. l’ECAE) pour calculer le taux d’admissibilité. En effet, les taux d’admissibilité cités dans l’étude fondée sur le RE sont calculés à partir des personnes ayant un ou plusieurs RE, peu importe s’ils étaient sans emploi ou avaient actuellement un autre emploi, alors que les taux obtenus à partir de l’ECAE sont calculés à partir d’une population de chômeurs qui a récemment versé des cotisations à l’assurance-emploi et qui avait un motif de cessation d’emploi valable. De plus, même si le RE est un formulaire que les employeurs doivent remettre à un employé qui quitte son emploi, peu importe le motif, les formulaires de RE font défaut pour environ 30 % des cessations. Par conséquent, les taux d’admissibilité fondés sur le RE pourraient être sous-estimés puisque tous les antécédents de travail d’une personne (c.-à-d. toutes les heures d’emploi assurable) ne sont pas toujours pris en considération, et les taux devraient donc être interprétés avec prudence lorsqu’ils sont comparés aux résultats obtenus d’autres sources, comme l’ECAE.

Dans le cadre de cette étude fondée sur le RE, l’échantillon représentait 10 % des personnes ayant déposé des RE entre 2001 et 2014. L’étude a aussi examiné le pourcentage de personnes ayant été licenciées à cause d’une pénurie de travail au cours des 52 semaines précédentes et ayant accumulé un nombre suffisant d’heures d’emploi assurable pour être admissibles aux prestations régulières d’assurance-emploi, en fonction de la norme variable d’admissibilité (NVA). Suivant la NVA, les personnes qui vivent dans des régions économiques de l’assurance-emploi présentant des taux de chômage élevés peuvent être admissibles aux prestations en ayant travaillé moins d’heures d’emploi assurable que les gens qui vivent dans des régions où le taux de chômage est plus bas.

L’étude a révélé que les régions présentant des taux de chômage élevés affichaient une plus grande proportion de travailleurs ayant connu une cessation d’emploi et ayant accumulé un nombre suffisant d’heures pour être admissibles que les régions qui avaient des taux de chômage faibles. En 2014, 83 % des personnes ayant été licenciées à cause d’une pénurie de travail dans les régions présentant un taux de chômage de 13,1 % ou plus avaient accumulé un nombre suffisant d’heures d’emploi assurable pour être admissibles aux prestations régulières d’assurance-emploi. À l’inverse, seulement environ 65 % des personnes ayant connu une cessation d’emploi avaient accumulé un nombre suffisant d’heures d’emploi assurable pour être admissibles aux prestations régulières dans les régions où le taux de chômage était faible (de moins de 8,0 %).

De plus, l’étude a permis de conclure que 67,1 % de toutes les personnes ayant été licenciées à cause d’une pénurie de travail avaient accumulé un nombre suffisant d’heures dans leurs RE combinés pour avoir droit aux prestations régulières d’assurance-emploi en 2014. De 2001 à 2014, cette statistique a varié entre 67,1 % et 72,1 %.

2.2.2.6 Admissibilité aux prestations régulières d’assurance-emploi parmi la population active

Dans le cadre d’une étude Note de bas de page 43 fondée sur l’Enquête sur la population active Note de bas de page 44 (EPA), on a mesuré la proportion des employés au Canada qui auraient accumulé un nombre suffisant d’heures d’emploi assurable au cours de la période de référence pour satisfaire aux normes d’admissibilité variables, c’est-à-dire de 420 à 700 heures Note de bas de page 45 , si tous les travailleurs avaient perdu leur emploi dans l’année visée par l’étude (c.-à-d. durant les 12 mois de l’année civile).

Les simulations fondées sur l’EPA donnent à penser que 88,5 % des salariés en 2014 auraient été admissibles aux prestations régulières s’ils avaient perdu leur emploi. Selon les simulations fondées sur l’EPA, la proportion de salariés ayant accumulé suffisamment d’heures pour être admissibles aux prestations régulières s’ils avaient perdu leur emploi ne variait que légèrement à l’échelle du pays en 2014, d’un sommet de 90,3 % au Nouveau-Brunswick à 86,4 % en Alberta. Les taux d’admissibilité tirés des simulations fondées sur l’EPA sont généralement plus hauts que ceux de l’ECAE, puisque les simulations fondées sur l’EPA étudient la population de salariés, laquelle comprend des participants qui ont tendance à avoir travaillé un plus grand nombre d’heures d’emploi assurable par rapport à la population au chômage.

Les hommes auraient eu un taux d’admissibilité légèrement supérieur (89,7 %) à celui des femmes (87,2 %) s’ils avaient perdu leur emploi en 2014, puisque les emplois à temps partiel sont plus répandus chez les femmes. Une proportion de 93,6 % des employés à temps plein aurait eu droit aux prestations régulières s’ils avaient perdu leur emploi contre 61,0 % chez les travailleurs à temps partiel. De plus, 91,8 % des adultes employés (de 25 à 69 ans) auraient été admissibles aux prestations régulières s’ils avaient perdu leur emploi, par rapport à 65,5 % des jeunes (de 19 à 24 ans). Les employés à temps partiel et les jeunes (de 19 à 24 ans) ont moins tendance à être admissibles aux prestations régulières parce qu’il est plus difficile pour eux d’accumuler un nombre suffisant d’heures d’emploi assurable au cours de la période de référence (habituellement les 52 semaines précédant une demande). D’ailleurs, les jeunes (de 19 à 24 ans) qui occupent un emploi sont plus susceptibles d’être aux études, et puisqu’ils viennent de devenir membres de la population active, ils peuvent avoir à satisfaire à des normes d’admissibilité plus élevées (910 heures suivant les dispositions relatives aux DEREMPA Note de bas de page 46 ).

2.2.3 Accessibilité des prestations régulières d’assurance-emploi

La présente section porte sur l’analyse du niveau d’accès aux prestations régulières pour les chômeurs ayant un motif de cessation d’emploi valable. Elle traite des trois mesures utilisées pour calculer l’accessibilité. La première mesure est le ratio T/CE (chômeurs touchant des prestations régulières/ayant un emploi assurable et un motif de cessation d’emploi valable), lequel est calculé en divisant le nombre de chômeurs ayant touché des prestations régulières (voir la barre T du graphique 17) au cours de la semaine de référence de l’ECAE par le nombre de chômeurs ayant un emploi assurable et un motif de cessation d’emploi valable (voir la barre CE du graphique 17). La deuxième mesure est le ratio P/C (prestataires réguliers/chômeurs), calculé en divisant le nombre de prestataires réguliers au cours de la semaine de référence de l’EPA par le nombre de chômeurs (voir la barre C du graphique 17). La dernière mesure est le ratio P/CC (prestataires réguliers/chômeurs qui ont cotisé à l’assurance-emploi), lequel est calculé en divisant le nombre de prestataires réguliers au cours de la semaine de référence de l’EPA par le nombre de chômeurs qui ont cotisé à l’assurance-emploi (voir la barre CC du graphique 17).

2.2.3.1 Accessibilité des prestations régulières d’assurance-emploi : le ratio T/CE

Le ratio T/CE (voir ratio T/CE dans le graphique 21) tient compte de la population de chômeurs qui a travaillé, a cotisé au régime d’assurance-emploi et avait un motif de cessation d’emploi valable, alors que les autres mesures de l’accessibilité utilisent des populations de chômeurs beaucoup plus étendues. Dans l’ECAE de 2014, le ratio d’accessibilité T/CE était de 56,7 %, soit une diminution de 1,3 point de pourcentage par rapport à 2013 (58,0 %).

Il est important de souligner que l’accès aux prestations régulières (T/CE) peut être différent du taux d’admissibilité (A/CE) pour un certain nombre de raisons : ce ne sont pas toutes les personnes admissibles qui choisissent de présenter une demande de prestations, les indemnités de départ peuvent retarder le versement des prestations, les demandes peuvent ne pas avoir été établies et traitées, une personne peut avoir travaillé pendant qu’elle touchait des prestations Note de bas de page 47 ou être retournée au travail à temps plein, ou une demande a pu être rejetée pour d’autres raisons (p. ex. en vacances, à l’étranger, omission de se conformer aux directives).

Comme c’est le cas pour le taux d’admissibilité, l’accessibilité des prestations régulières d’assurance-emploi (T/CE) varie en fonction de la démographie, des caractéristiques du marché du travail et de la province. Le ratio T/CE variait de 46,1 % en Alberta à 80,6 % à Terre-Neuve-et-Labrador en 2014. De 2013 à 2014, la plus grande augmentation a été enregistrée en Saskatchewan, soit +15,4 points de pourcentage (de 54,2 % à 69,6 %), alors que les plus grandes diminutions ont eu lieu en Nouvelle-Écosse, soit -9,1 points de pourcentage (de 72,0 % à 62,9 %) et au Québec, soit -8,2 points de pourcentage (de 63,8 % à 55,6 %).

En 2014, le ratio T/CE pour les femmes (57,1 %) était légèrement supérieur à celui des hommes (56,6 %). Les adultes (25 ans et plus) (60,5 %), les travailleurs saisonniers (65,6 %) et les travailleurs permanents à temps plein (56,5 %) avaient les ratios d’accessibilité les plus élevés en 2014. Les jeunes (de 15 à 24 ans) et les travailleurs permanents à temps partiel accusaient les taux d’accessibilité les plus bas, avec 26,5 % et 31,1 %, respectivement.

2.2.3.2 Accessibilité aux prestations régulières d’assurance-emploi : le ratio P/C Note de bas de page 48

Une autre mesure, le ratio P/C (prestataires réguliers/chômeurs), est souvent utilisée comme indicateur de l’accessibilité du régime d’assurance-emploi. Le ratio P/C est différent du ratio T/CE indiqué plus haut pour diverses raisons. Premièrement, son numérateur (P, tous les prestataires réguliers durant la semaine de référence de l’EPA) comprend des prestataires d’assurance-emploi qui ne sont pas des chômeurs, comme les personnes qui ont touché à la fois des prestations et un revenu au cours d’une semaine donnée Note de bas de page 49 . Deuxièmement, son dénominateur (C, tous les chômeurs) comprend un grand nombre de personnes qui ne répondent pas aux critères du régime d’assurance-emploi pour être admissibles aux prestations régulières (p. ex. les travailleurs indépendants Note de bas de page 50 , les travailleurs familiaux non rémunérés, les personnes qui n’ont pas cotisé au régime d’assurance-emploi au cours des 12 derniers mois, les personnes qui retournent aux études ou qui ont quitté leur emploi pour d’autres raisons, sans motif de cessation d’emploi valable). Troisièmement, le numérateur et le dénominateur du ratio P/C ne proviennent pas de la même source : le numérateur (P) repose sur les statistiques mensuelles d’assurance-emploi publiée par Statistique Canada, lesquelles sont tirées des données administratives de l’assurance-emploi, et le dénominateur (C) repose sur l’Enquête sur la couverture de l’assurance-emploi de Statistique Canada.

Tel que le montre le graphique 21, en 2014, le ratio P/C a augmenté, passant de 38,4 % en 2013 à 38,6 %. Cette augmentation est attribuable au fait que le nombre de prestataires réguliers (P) a diminué à un taux plus lent (-3,4 %) en 2014 par rapport au nombre de chômeurs (-4,0 %). La récente baisse du ratio P/C (de 51,8 % en 2009 à 38,6 % en 2014) peut être expliquée par l’amélioration des conditions du marché du travail, puisque le nombre de prestataires réguliers (P) a diminué, passant de 767 900 en 2009 à 486 700 en 2014, ce qui représente une baisse de 36,6 %. Le nombre élevé de prestataires en 2009 peut s’expliquer par le fait qu’un grand nombre de travailleurs ont perdu leur emploi durant la récession.

Graphique 21 - Ratios d’accessibilité à l’assurance-emploi, Canada, de 2004 à 2014
la description suit immédiatement après
Montrer le tableau de données
2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014
Touchent des prestations par rapport aux personnes ayant vécu une cessation d’emploi (ratio T/CE) 57,5 % 58,3 % 57,0 % 54,6 % 54,1 % 59,7 % 62,7 % 55,1 % 53,9 % 58,0 % 56,7 %
Prestataires par rapport aux chômeurs (ratio P/C) 45,9 % 46,7 % 48,5 % 46,8 % 46,0 % 51,8 % 48,9 % 43,2 % 40,6 % 38,4 % 38,6 %
Prestataires par rapport aux chômeurs ayant cotisé à l’a.-e. (ratio P/CC) 67,0 % 68,1 % 71,4 % 66,9 % 65,6 % 73,7 % 75,6 % 67,1 % 65,8 % 61,5 % 63,4 %
  • 1 Le ratio P/CC est calculé ainsi : [nombre de prestataires réguliers ÷ nombre de chômeurs ayant cotisé au régime d'assurance-emploi].
  • 2 Le ratio T/CE est calculé ainsi : [nombre de personnes ayant touché des prestations régulières ÷ nombre de chômeurs ayant côtisé à l'assurance-emploi et ayant un motif de cessation d'emploi valable].
  • 3 Le ratio P/C est calculé ainsi : [nombre de prestataires réguliers ÷ nombre de chômeurs].
  • Sources : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l’assurance-emploi (pour les données sur ceux qui ont touché des prestations régulières (T), les chômeurs ayant cotisé à l'assurance-emploi et ayant un motif de cessation d'emploi valable (CE), les chômeurs (C) et les chômeurs ayant cotisé à l'assurance-emploi (CC)); et Statistique Canada, Statistiques mensuelles de l'assurance-emploi, CANSIM tableau 276-0020 (pour les données sur les prestataires réguliers (P)).

D’autres facteurs peuvent également expliquer la chute récente du ratio P/C, comme l’augmentation de la proportion des chômeurs qui ne répondent pas aux critères du régime d’assurance-emploi. Comme le montre le graphique 22, 42,2 % des chômeurs ne répondaient pas aux critères du régime d’assurance-emploi en 2009.

Depuis, cette proportion a augmenté chaque année et a atteint un sommet de 53,9 % en 2014. Par exemple, la proportion de personnes qui ont quitté leur emploi pour retourner aux études, parmi toute la population au chômage, est passée de 5,8 % en 2009 à 7,7 % en 2014, soit 11,000 personnes de plus. Ce qui est encore plus étonnant, c’est que la proportion de personnes qui n’ont pas travaillé au cours des 12 derniers mois parmi toute la population au chômage est passée de 24,8 % en 2009 à 34,7 % en 2014, soit une augmentation de 68 600 personnes au cours de cette période. Selon les critères, les chômeurs qui n’ont pas travaillé au cours des 12 derniers mois n’ont pas versé de cotisations à l’assurance-emploi et, conséquemment, ne sont pas admissibles aux prestations régulières. Il n’est donc pas surprenant que les récentes augmentations de la proportion de chômeurs qui ne répondent pas aux critères du régime d’assurance-emploi (de 42,2 % en 2009 à 53,9 % en 2014) aient eu une forte incidence sur les récentes diminutions dans le ratio P/C.

Graphique 22 - Répartition des chômeurs, Canada, de 2008 à 2014
la description suit immédiatement après
Montrer le tableau de données
2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014
Total Chômeurs 1 094 600 1 483 000 1 410 200 1 344 700 1 309 700 1 312 300 1 259 500
Travailleurs indépendants* et travailleurs familiaux non rémunérés 48 500 73 000 42 000 45 600 57 400 58 900 54 900
N'ont pas travaillé au cours des 12 derniers mois 279 000 368 000 455 700 432 400 443 900 433 700 436 600
Ont quitté leur emploi pour retourner aux études 76 200 85 700 83 800 71 400 74 200 93 300 96 700
Ont quitté leur emploi sans raison valable 119 100 99 100 82 700 100 000 105 300 102 300 90 700
Emploi assurable et cessation d'emploi valide 571 800 857 200 746 000 695 300 628 800 624 100 580 500
Chômeurs qui ne répondent pas aux critères du régime d'assurance-emploi (pour les prestations régulières) 47,8 % 42,2 % 47,1 % 48,3 % 52,0 % 52,4 % 53,9 %
Chômeurs, potentiellement admissibles aux prestations d'assurance-emploi 52,2 % 57,8 % 52,9 % 51,7 % 48,0 % 47,6 % 46,1 %
  • Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués.
  • * Les travailleurs indépendants peuvent choisir de participer au régime et de verser des cotisations pour avoir droit à des prestations spéciales (voir le chapitre II, section 4), mais ils ne sont pas admissibles aux prestations régulières.
  • Source : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l'assurance-emploi.
2.2.3.3 Accessibilité aux prestations d’assurance-emploi régulières : le ratio P/CC Note de bas de page 51

Une troisième mesure, le ratio prestataires/chômeurs ayant cotisé à l’assurance-emploi (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 derniers mois. Le dénominateur du ratio P/CC comprend tous les chômeurs ayant cotisé au régime, ce qui comprend aussi les personnes qui avaient un motif de cessation d’emploi valable, ou qui n’avaient pas de motif de cessation d’emploi valable (p. ex. les personnes qui ont quitté leur emploi pour retourner aux études ou qui ont quitté leur emploi pour d’autres raisons, sans motif valable).

Le ratio P/CC a atteint un sommet de 75,6 % en 2010, puis a fléchi chaque année pour atteindre un creux de 61,5 % en 2013, avant d’augmenter en 2014 (63,4 %). Cette augmentation dans le ratio P/CC de 2014 (+1,9 point de pourcentage) peut s’expliquer par le fait que la diminution du nombre de prestataires (-3,4 %) a été dépassée par la diminution du nombre de chômeurs cotisants (-4,0 %).

2.3 Niveau des prestations régulières d’assurance-emploi

Le niveau de prestations régulières d’assurance-emploi (a.-e.), soit le taux de prestations régulières hebdomadaires, auquel ont droit les prestataires d’a.-e. est calculé en prenant 55 % de leurs semaines pendant lesquelles leur rémunération assurable était la plus élevée au cours de la période de référence de 52 semaines précédant l’établissement de leur demande (ou la période depuis le début de leur dernière période de prestations; la période la plus courte étant à retenir) jusqu’à l’atteinte du taux de prestations hebdomadaires maximal. En vertu de la Loi sur l’assurance-emploi, le taux de prestations hebdomadaires maximal auquel a droit un prestataire de l’a.-e. est directement lié au seuil du maximum de la rémunération assurable (MRA) Note de bas de page 52 . Le MRA représente le niveau de revenu jusqu’auquel les cotisations d’a.-e. sont retenues, et reflète la rémunération hebdomadaire moyenne (RHM) Note de bas de page 53 au cours de l’année précédente. Le MRA était de 47 400 $ en 2013, de 48 600 $ en 2014 et de 49 500 $ en 2015. Par conséquent, la prestation hebdomadaire maximale était de 501 $ en 2013, de 514 $ en 2014 et de 524 $ en 2015.

Le calcul du taux de prestations hebdomadaires a subi plusieurs changements au cours des dix dernières années, ce qui a permis au régime d’assurance-emploi de devenir plus sensible à l’évolution des marchés du travail locaux. Jusqu’en novembre 2005, le taux de prestations hebdomadaires était calculé en utilisant la rémunération assurable de la période de 26 semaines précédant l’établissement d’une demande. Au cours de cette période, les semaines où la rémunération assurable était relativement faible pouvaient être exclues du calcul, à condition que le nombre de semaines de rémunération assurable soit supérieur au dénominateur minimal (par le biais de la disposition sur les petites semaines). L’objectif était d’encourager les prestataires d’a.-e. à accepter tout emploi disponible en excluant les semaines dont la rémunération assurable était inférieure à 225 $ Note de bas de page 54 qui autrement réduiraient le taux de prestations hebdomadaires pour une prochaine demande d’assurance-emploi. En novembre 2005, le projet pilote sur les 14 meilleures semaines a remplacé la disposition sur les petites semaines dans 23 régions économiques de l’a.-e. où le taux de chômage était élevé. Ce projet pilote a permis de vérifier si l’établissement des prestations des prestataires en fonction de leurs 14 meilleures semaines affichant une rémunération plus élevée au cours de leur période de référence, généralement les 52 semaines précédant leur période de prestations, encourageait les prestataires à accepter les emplois disponibles. En 2008, les paramètres du projet pilote sur les 14 meilleures semaines ont été renouvelés et étendus à 25 régions économiques de l’a.-e. jusqu’au 6 avril 2013.

Le 7 avril 2013, la disposition nouvellement réglementée sur les meilleures semaines variables est entrée en vigueur et fut mise en œuvre à l’échelle nationale au sein de toutes les régions économiques. En vertu de cette disposition, le taux de prestations hebdomadaires est calculé en s’appuyant sur les semaines où la rémunération assurable des prestataires était la plus élevée au cours de la période de référence. Le nombre de semaines utilisé dans le calcul varie de 14 à 22 semaines, en fonction du taux de chômage Note de bas de page 55 mensuel régional. Une analyse plus exhaustive des meilleures semaines variables est présentée à la section 2.3.2.

Le taux de prestations régulières hebdomadaires moyen en 2014-2015 était de 434 $, ce qui représente une légère hausse de 3,6 % comparativement à 2013-2014 (419 $). La croissance de 3,6 % observée en 2014-2015 était moindre que celle de 5,8 % observée en 2013-2014, mais similaire à celles des exercices 2011-2012 et 2012-2013 (3,5 % et 3,1 %, respectivement). Si l’on exclut les années de pointe autour de la récession de 2008 (2009-2010 et 2010-2011), la croissance du taux de prestations régulières hebdomadaires moyen se situe de façon constante au-dessus de 3,0 % depuis 2006-2007. Les taux de croissance de 2009-2010 et de 2010-2010 étaient seulement de 0,8 % et de 1,1 %, respectivement, en raison d’une croissance plus faible de la rémunération hebdomadaire moyenne. La croissance modérée récente observée depuis 2011-2012 s’explique par la reprise suivant la récession de 2008 et les changements apportés au régime d’assurance-emploi (consulter le graphique 23). Comme indiqué ci-dessous, en 2014-2015, le taux de prestations régulières hebdomadaires moyen s’est accru de 3,6 %, ce qui représente une hausse considérablement plus importante que celle du taux de prestations hebdomadaires maximal enregistrée en 2014 (+2,5 %) et en 2015 (+1,9 %). Une analyse plus exhaustive de l’impact des meilleures semaines variables peut être consultée à la section 2.3.2.

Graphique 23 - Taux de prestations hebdomadaires moyen, prestations régulières, Canada, 2001-2002 à 2014-2015
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Taux de prestations régulières hebdomadaires moyen ($)
2001-2002 305
2002-2003 309
2003-2004 313
2004-2005 316
2005-2006 324
2006-2007 335
2007-2008 348
2008-2009 364
2009-2010 367
2010-2011 371
2011-2012 384
2012-2013 396
2013-2014 419
2014-2015 434
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi. (a.-e.) Les données sont basées sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

2.3.1 Niveau des prestations régulières d’assurance-emploi, selon la province ou le territoire, le sexe, le groupe d’âge et la catégorie de prestataire de l’assurance-emploi

Le niveau de prestations régulières hebdomadaires d’a.-e. moyennes varie selon la province ou le territoire, alors que les provinces de l’Ouest affichent généralement un taux de prestations régulières hebdomadaires moyen supérieur à ce qui est observé dans le reste du Canada en 2014-2015. Le graphique 24 montre que le taux de prestations régulières hebdomadaires moyen le plus élevé a été observé dans les Territoires du Nord-Ouest (498 $), et le plus faible à l’Île-du-Prince-Édouard (407 $), soit une différence de 91 $.

Graphique 24 - Taux de prestations hebdomadaires moyen, prestations régulières, selon la province ou le territoire, Canada, 2014-2015
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Taux de prestations régulières hebdomadaires moyen ($), 2014-2015
T.-N.-L. 430
Î.-P.-É. 407
N.É. 417
N.-B. 413
Qc. 426
Ont. 435
Man. 424
Sask. 458
Alb. 484
C.-B. 434
Yn 478
T.N.-O 498
Nt 472
Canada  434

Des revenus moins élevés sont un facteur contribuant au fait que les provinces affichent un taux de prestations régulières hebdomadaires moyen se situant sous la moyenne nationale. Le taux de prestations hebdomadaires est calculé en fonction de la rémunération hebdomadaire assurable d’un prestataire d’a.-e., ainsi, une rémunération plus faible entraînerait un taux de prestations hebdomadaires moindre. Une analyse montre que six des treize provinces et territoires affichaient une rémunération hebdomadaire moyenne sous la moyenne nationale (Île-du-Prince-Édouard, Nouvelle-Écosse, Nouveau-Brunswick, Québec, Manitoba, Colombie-Britannique), alors que les sept autres étaient supérieurs à la moyenne (Terre-Neuve-et-Labrador, Ontario, Saskatchewan, Alberta, Nunavut, Territoires du Nord-Ouest et Yukon). Si l’on compare le taux de prestations régulières hebdomadaires moyen aux rémunérations hebdomadaires moyennes, les données montrent que toutes les provinces qui avaient un taux de prestations régulières hebdomadaires moyen sous la moyenne nationale avaient également une rémunération hebdomadaire moyenne se situant sous la moyenne nationale, exception faite de Terre-Neuve-et-Labrador.

L’analyse d’année en année du graphique 25 montre que les demandes de prestations régulières d’a.-e. provenant de la Saskatchewan (+5,3 %), de l’Alberta (+4,8 %) et de la Nouvelle-Écosse (+4,3 %) ont enregistré les plus importantes augmentations de leur taux de prestations régulières hebdomadaires moyen alors que le Yukon (+0,2 %) affichait la plus petite augmentation.

Graphique 25 - Prestations régulières hebdomadaires moyennes, selon la province ou le territoire, 2013-2014 à 2014-2015
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Taux de prestations régulières hebdomadaires moyen (pourcentage de variation annuelle), 2013-2014 à 2014-2015
T.-N.-L. 3,1 %
Î.-P.-É. 3,0 %
N.É. 4,3 %
N.-B. 2,5 %
Qc. 2,9 %
Ont. 3,3 %
Man. 2,9 %
Sask. 5,3 %
Alb. 4,8 %
C.-B. 3,6 %
Yn 0,2 %
T.N.-O 2,3 %
Nt 2,6 %
Canada 3,6 %
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi. (a.-e.) Les données sont basées sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

Au moyen d’une ventilation par âge, le tableau 18 montre que le taux de prestations régulières hebdomadaires moyen était le plus élevé chez les prestataires réguliers d’a.-e. âgés de 25 à 44 ans (445 $) en 2014-2015 et le moins élevé chez les moins de 25 ans (405 $). L’augmentation du taux de prestations régulières hebdomadaires moyen de 2013-2014 à 2014-2015 a été semblable pour les groupes d’âge, et les prestataires réguliers d’a.-e. âgés de moins de 25 ans ont enregistré la plus importante hausse de leur taux de prestations régulières hebdomadaires (4,1 % ou 16 $), et le groupe des 55 ans et plus a connu la plus petite augmentation (3,2 % ou 13 $).

Tableau 18 - Taux de prestations hebdomadaires moyen, prestations régulières, selon l’âge et le sexe, Canada, 2013-2014 et 2014-2015
Taux de prestations régulières hebdomadaires moyen
Âge Hommes ($) 2013-2014 Femmes ($) 2013-2014 Total ($) ($) 2013-2014 Hommes ($) 2014-2015 Femmes ($) 2014-2015 Total ($) 2014-2015
24 ans et moins 405 342 389 422 354 405
25 à 44 ans 451 397 430 466 410 445
45 à 54 ans 455 383 423 470 397 437
55 ans et plus 436 361 407 448 375 420
Canada 443 382 419 458 395 434
  • Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre au total indiqué.
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi (a.-e.). Les données sont basées sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

Le tableau 18 montre aussi que les hommes ont généralement un taux de prestations régulières hebdomadaires moyen plus élevé que les femmes. En 2014-2015, le taux de prestations régulières hebdomadaires moyen était de 458 $ pour les hommes et de 395 $ pour les femmes, une différence de 63 $. Si l’on compare les exercices 2014-2015 et 2013-2014, le taux de prestations régulières hebdomadaires moyen s’est accru à un rythme semblable chez les hommes et chez les femmes (3,4 % par rapport à 3,3 %). En 2013-2014 et en 2014-2015, les hommes âgés de 45 à 54 ans avait le taux de prestations régulières hebdomadaires moyen le plus élevé et chez les femmes, ce fut le groupe des 25 à 44 ans.

Selon la catégorie des prestataires de l’a.-e., les travailleurs de longue date ont touché un taux de prestations régulières hebdomadaires moyen de 472 $ en 2014-2015. En revanche, pendant la même période, les prestataires occasionnels ont touché un taux de prestations régulières hebdomadaires moyen de 420 $, alors que ce taux était de 436 $ chez les prestataires fréquents (consulter le tableau 19). L’historique des périodes de prestations d’un prestataire a un impact sur la probabilité qu’il reçoive les prestations hebdomadaires maximales, car les personnes qui sont moins susceptibles d’avoir recours au régime (p. ex., les travailleurs de longue date) ont généralement une plus grande participation au marché du travail et une rémunération plus importante. En 2014-2015, 65 % des travailleurs de longue date et 47 % des prestataires fréquents qui ont fait établir une demande d’a.-e. avaient droit au taux de prestations hebdomadaires maximal, comparativement à seulement 42 % des prestataires occasionnels. Même si les travailleurs occasionnels ont eu droit aux prestations hebdomadaires maximales les moins élevées en 2014-2015, ils ont connu la plus importante augmentation de ces dernières, comparativement à 2013-2014 (+4,1 %). Les travailleurs de longue date se sont classés au deuxième rang avec une augmentation de +3,8 % et les prestataires fréquents ont enregistré une croissance inférieure à la moyenne de +2,5 %.

Tableau 19 - Taux de prestations hebdomadaires moyen, prestations régulières, selon la catégorie de prestataires d’assurance-emploi, Canada, 2013-2014 et 2014-2015
Catégorie de prestataires d’assurance-emploi1 Prestations régulières hebdomadaires moyennes ($) Variation ($) Admissibilité aux prestations hebdomadaires maximales ($) Nombre moyen de semaines utilisé pour le calcul des prestations hebdomadaires (semaines)
2013-2014 2014-2015 2013-2014 —2014-2015 2014-2015 2014-2015
Travailleurs de longue date 454 472 4,0 65 20
Prestataires occasionnels 403 420 4,2 42 19
Prestataires fréquents 425 436 2,6 47 17
Canada 419 434 3,6 47 19
  • 1 Les travailleurs de longue date sont des prestataires d'assurance-emploi qui ont versé au moins 30 % de la cotisation maximale annuelle au régime d’assurance-emploi au cours de sept des dix dernières années, et qui ont touché des prestations d’assurance-emploi régulières ou de pêcheur pendant 35 semaines au plus au cours des cinq dernières années. Les prestataires fréquents sont des prestataires d’assurance-emploi comptant au moins trois demandes de prestations régulières ou de pêcheur, pour lesquelles ils ont touché des prestations pendant plus de 60 semaines, au cours des cinq dernières années. Les prestataires occasionnels sont des prestataires d’assurance-emploi qui ne répondent pas aux critères des travailleurs de longue date ni à ceux des prestataires fréquents. Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre au total indiqué.
  • Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre au total indiqué.
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi (a.-e.). Les données sont basées sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

2.3.2 Disposition relative aux meilleures semaines variables

La disposition relative aux meilleures semaines variables a été adoptée au sein de toutes les régions économiques de l’assurance-emploi (a.-e.) le 7 avril 2013. Dans le cadre de cette disposition, une méthode nationale de calcul a été mise en œuvre pour déterminer le taux de prestations hebdomadaires des prestataires d’a.-e. en fonction des semaines pendant lesquelles leur rémunération assurable a été la plus élevée. Le nombre de semaines utilisé pour calculer les prestations hebdomadaires en vertu des meilleures semaines variables varie entre 14 et 22 (voir le tableau 20). La disposition relative aux meilleures semaines variables a remplacé la disposition relative aux petites semaines dans 33 régions économiques de l’a.-e., alors qu’elle a remplacé le projet pilote sur les 14 meilleures semaines dans les 25 autres régions. Sous les anciens règlements (c.-à-d., les petites semaines), la méthode de calcul du taux de prestations hebdomadaires pouvait dissuader les prestataires de travailler lors de semaines de faible rémunération puisque ce calcul tenait compte de toutes les semaines au cours des 26 dernières où la rémunération était supérieure au seuil de 225 $. Par conséquent, il n’était pas toujours avantageux pour les prestataires d’a.-e. de travailler lors de semaines de faible rémunération puisque le taux de prestations hebdomadaires pour leur prochaine demande d’a.-e. pouvait s’en trouver réduit. En leur permettant de choisir leurs meilleures semaines de rémunération, le régime d’assurance-emploi les encourage à accepter plus de travail et à accroître leur participation au marché du travail. Puisque la disposition relative aux meilleures semaines variables est en place depuis plus de deux ans, il y a considérablement de données disponibles pour analyser ses répercussions sur les régions visées par l’ancien projet pilote sur les 14 meilleures semaines ainsi que sur les régions exclues de ce projet. La section 2.3.2.1 se penchera sur les répercussions de cette disposition sur les régions économiques de l’a.-e.

Tableau 20 - Taux servant au calcul du nombre de meilleures semaines variables
Taux de chômage régional Nombre de semaines
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
  • Source : Loi sur l’assurance-emploi, article 14.
2.3.2.1 Les répercussions de la disposition relative aux meilleures semaines variables sur les régions économiques de l’assurance-emploi

En 2014-2015, la proportion de demandes de prestations régulières établies dans les 25 régions visées par l’ancien projet pilote sur les 14 meilleures semaines est demeurée constante à l’échelle du pays avec 37 %. Depuis 2012-2013, 9 de ces 25 régions ont, en moyenne, continué d’afficher un taux de chômage de 13,1 % ou plus, ce qui signifie donc que le nombre de meilleures semaines utilisé pour calculer le taux de prestations régulières hebdomadaires n’a pas changé (c.-à-d., il s’agit toujours de 14 semaines). Toutefois, depuis la mise en œuvre de la disposition relative aux meilleures semaines variables, 16 régions ont observé une augmentation du nombre de meilleures semaines utilisé pour le calcul le taux de prestations hebdomadaires alors que les conditions de leur marché du travail local se sont améliorées. Depuis 2014-2015, une région a enregistré une augmentation d’une à deux semaines, dix régions une augmentation de trois à cinq semaines, et cinq régions une augmentation de six semaines ou plus Note de bas de page 56 .

Puisque la disposition relative aux meilleures semaines variables a changé la façon dont le taux de prestations hebdomadaires est calculé, le taux de prestations régulières hebdomadaires moyen représente l’une des principales mesures pour évaluer les répercussions de la disposition. Le taux de prestations régulières hebdomadaires moyen n’a cessé de croître en 2014-2015 dans les régions visées par l’ancien projet pilote sur les 14 meilleures semaines pour rejoindre le taux observé dans les régions exclues de ce projet. Cette convergence du taux de prestations régulières hebdomadaires moyen entre les deux types de régions cadre avec l’objectif visant le renforcement de l’équité lors du calcul des prestations hebdomadaires en vertu de la nouvelle disposition (voir le graphique 26). En 2014-2015, au sein des régions visées par l’ancien projet pilote sur les 14 meilleures semaines, le taux de prestations régulières hebdomadaires moyen avait augmenté de 15 $ pour atteindre 431 $, soit une augmentation de près d’un point de pourcentage comparativement à l’année précédente (3,6 % par rapport à 2,5 %). Cette hausse du taux de prestations hebdomadaires moyen dans les régions visées par l’ancien projet pilote est légèrement plus élevée que l’augmentation du maximum de rémunération assurable enregistré en 2014 (2,5 %), indiquant ainsi qu’en moyenne, les répercussions découlant de la transition du projet pilote sur les 14 meilleures semaines vers la disposition relative aux meilleures semaines étaient minimales dans ces régions. Selon les analyses, en 2014-2015, la majorité (75 %) des demandes établies dans les régions visées par l’ancien projet pilote n’auraient pas été différentes pour ce qui est des prestations hebdomadaires même si les méthodes de calcul du projet pilote sur les14 meilleures semaines avaient toujours été en place. Les répercussions négatives associées à cette transition se limitaient aux autres demandes établies dans des régions visées par l’ancien projet pilote. De ces demandes ayant subi des répercussions négatives, le taux de prestations régulières hebdomadaires dans les régions visées par l’ancien projet pilote sur les 14 meilleures semaines aurait été plus élevé de 15 $ (ou 3,5 %) en moyenne comparativement au montant reçu en fonction du calcul relatif aux meilleures semaines variables.

Graphique 26 - Taux de prestations régulières hebdomadaires moyen pour les régions visées par l'ancien projet pilote sur les 14 meilleures semaines et les régions exclues de ce projet, Canada, 2009-2010 à 2014-2015
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Taux de prestations régulières hebdomadaires moyen ($)
Régions visées de l'ancien projet pilote  Régions exclues  de l’ancien projet pilote
2009-2010 374 365
2010-2011 377 367
2011-2012 392 379
2012-2013 406 391
2013-2014 416 421
2014-2015 431 436
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi. (a.-e.) Les données sont basées sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

Comme prévu, le taux de prestations régulières hebdomadaires moyen a augmenté plus considérablement au sein des régions exclues de l’ancien projet pilote depuis l’entrée en vigueur de la disposition relative aux meilleures semaines variables en avril 2013. Plus précisément, en 2013-2014, au cours de l’exercice financier ayant suivi cette entrée en vigueur, le taux de prestations régulières hebdomadaires moyen avait augmenté de 7,8 % dans les régions exclues de l’ancien projet pilote (voir le graphique 27). Ce taux de croissance était près de trois fois plus important que celui observé dans les régions visées par l’ancien projet pilote pendant cette même période. Cette situation était principalement attribuable aux prestataires des régions exclues qui étaient désormais autorisés à utiliser leurs meilleures semaines de rémunération parmi les 52 semaines suivant la demande pour calculer leurs prestations hebdomadaires. Comparativement, avant l’entrée en vigueur de cette disposition, le taux de prestations hebdomadaires était déterminé en divisant la rémunération assurable, accumulée sur une période de 26 semaines avant l’établissement de la demande, par le nombre le plus élevé entre le nombre de semaines de travail au cours de cette période ou le dénominateur minimal, qui variait entre 14 et 22, selon le taux de chômage régional mensuel. La nouvelle méthode de calcul est avantageuse pour les personnes avec un régime de travail variable (p. ex. semaines de faible rémunération et semaines de rémunération élevée) puisque ces prestataires sont désormais autorisés à exclure les semaines de faible rémunération ou les semaines où ils n’ont touché aucun revenu du calcul de leurs prestations hebdomadaires. En 2014-2015, le taux de croissance du taux de prestations hebdomadaires moyen dans les régions exclues de l’ancien projet pilote ressemblait à celui des régions visées par ce projet, soit environ 3,0 %, ce qui était légèrement plus élevé que la croissance du maximum de rémunération assurable en 2014 (2,5 %).

Graphique 27 - Croissance du taux de prestations régulières hebdomadaires moyen pour les régions visées par le projet pilote sur les 14 meilleures semaines et les régions exclues de ce projet, Canada, 2010-2011 à 2014-2015
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Croissance du taux de prestations régulières hebdomadaires moyen ($)
Régions visées par l'ancien projet pilote  Régions exclues  de l’ancien projet pilote
2010-2011 2,0 % 0,7 %
2011-2012 3,9 % 3,3 %
2012-2013 3,6 % 3,2 %
2013-2014 2,4 % 7,7 %
2014-2015 3,3 % 3,1 %
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi. (a.-e.) Les données sont basées sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

Comme démontré dans le tableau 21, lorsque les régions visées par le projet pilote sur les 14 meilleures semaines sont réparties en fonction de la variation dans le nombre de meilleures semaines de 2012-2013 à 2014-2015, la variation dans le nombre de meilleures semaines n’est que très peu différente d’un regroupement à l’autre en ce qui a trait au taux de prestations régulières hebdomadaires moyen. Les différences entre les regroupements étaient plus importantes lors de l’année suivant l’entrée en vigueur de la disposition relative aux meilleures semaines variables (c.-à-d., 2012-2013 par rapport à 2013-2014). En grande partie, les régions ayant observé une variation quant aux meilleures semaines ont également enregistré une augmentation de leur taux de prestations régulières hebdomadaires qui était semblable à la croissance du maximum de rémunération assurable pendant cette même période de temps (5,5 %). Les 25 régions visées par l’ancien projet pilote ont enregistré une augmentation de leur taux de prestations régulières hebdomadaires moyen de 2012-2013 à 2014-2015. Toutefois, le tableau 21 démontre qu’alors que la variation relative au nombre de meilleures semaines augmente, la variation en pourcentage relative au taux de prestations régulières hebdomadaires moyen chute. Par exemple, les régions qui n’ont pas observé une variation quant au nombre de meilleures semaines ont enregistré une augmentation de leur taux de prestations régulières hebdomadaires moyen de 7,0 %, tandis que les régions ayant observé une augmentation de six semaines ou plus ont enregistré une augmentation de 4,3 % de leur taux de prestations régulières hebdomadaires moyen.

Tableau 21 - Heures d’emploi assurable et taux de prestations régulières hebdomadaires pour les régions visées par l’ancien projet pilote sur les 14 meilleures semaines, 2012-2013 à 2014-2015
Variation des meilleures semaines selon les régions économiques de l’a.-e. Heures d’emploi assurable Taux de prestations régulières hebdomadaires
2012-2013 2013-2014 2014-2015 Variation (2012-2013 par rapport à 2014-2015) 2012-2013 2013-2014 2014-2015 Variation (2012-2013 par rapport à 2014-2015)
(heures) (%) ($) (%)
Aucune semaine 1 147 1 175 1 174 27 2,4 401 417 429 28 7
Terre-Neuve-et-Labrador 1 124 1 165 1 151 27 2,4 397 414 426 29 7,3
 Est de la Nouvelle-Écosse 1 140 1 147 1 173 33 2,9 394 413 432 38 9,6
 Restigouche-Albert 1 139 1 163 1 159 20 1,8 397 412 421 24 6,0
 Gaspésie-Iles-de-la-Madeleine 1 106 1 145 1 126 20 1,8 404 421 430 26 6,4
Nord du Manitoba 1 262 1 278 1 268 6 0,5 396 409 418 22 5,6
Nord de la Saskatchewan 1 299 1 293 1 321 22 1,7 421 432 453 32 7,6
Yukon 1 224 1 270 1 297 73 6,0 457 477 476 19 4,2
Territoires du Nord-Ouest 1 273 1 319 1 393 120 9,4 463 487 492 29 6,3
Nunavut 1 189 1 244 1 218 29 2,4 462 460 464 2 0,4
Une à deux semaines 1 324 1 326 1 316 -8 -0,6 415 429 439 24   5,8
Nord de l’Ontario 1 324 1 326 1 316 -8 -0,6 415 429 439 24 5,8
Trois à cinq semaines 1 301 1 306 1 333 32 2,5 407 414 431 24 5,7
Île-du-Prince-Édouard 1 198 1 214 1 243 45 3,8 389 395 407 18 4,6
Ouest de la Nouvelle-Écosse 1 285 1 270 1 289 4 0,3 382 388 405 23 6,0
Madawaska-Charlotte 1 248 1 259 1 267 19 1,5 383 391 399 16 4,2
Nord-ouest du Québec 1 281 1 287 1 303 22 1,7 419 422 437 18 4,3
Bas-Saint-Laurent 1 281 1 292 1 281 0 0,0 414 422 429 15 3,6
Chicoutimi-Jonquière 1 324 1 322 1 309 -15 -1,1 410 413 427 17 4,1
Niagara 1 388 1 415 1 407 19 1,4 405 415 433 28 6,9
Windsor 1 409 1 413 1 536 127 9,0 408 408 456 48 11,8
Nord de l’Alberta 1 433 1 457 1 494 61 4,3 451 465 490 39 8,6
Nord de la Colombie-Britannique 1 407 1 321 1 387 51 3,8 432 444 462 30 6,9
Six semaines ou plus 1 354 1 366 1 370 16 1,2 408 413 426 18 4,3
St. John’s 1 407 1 452 1 442 35 2,5 422 434 447 25 5,9
Trois-Rivières 1 333 1 336 1 356 23 1,7 411 409 418 7 1,7
Centre du Québec 1 333 1 333 1 339 6 0,5 404 407 419 15 3,7
Oshawa  1 420 1 482 1 465 45 3,2 422 432 454 32 7,6
Huron 1 403 1 395 1 411 8 0,6 412 420 431 19 4,6
Toutes les régions visées par le projet pilote 1 270 1 283 1 290 20 1,6 406 416 431 25 6,1
  • Source: EDSC, données administratives de l'assurance-emploi. (a.-e.) Les données sont basées sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

La mise en œuvre de la disposition relative aux meilleures semaines variables n’a pas entraîné de variation considérable quant au nombre d’heures d’emploi assurable accumulé avant la cessation d’emploi. En effet, les prestataires demeurant dans les régions visées par l’ancien projet pilote sur les 14 meilleures semaines avaient travaillé environ 1 287 heures en moyenne en 2014-2015, ce qui ne représentait qu’une augmentation de 17 heures (1,3 %) comparativement à 2012-2013.

Somme toute, les faibles répercussions de la disposition relative aux meilleures semaines variables sur les heures d’emploi assurable s’expliquent par le fait que la majorité des prestataires (plus de 90 %) sont admissibles à l’assurance-emploi avec plus de 700 heures d’emploi assurable, ce qui démontre que la grande partie de ces travailleurs avaient déjà une grande quantité d’heures avant l’entrée en vigueur de la disposition.

2.3.3 Projets pilotes visant le travail pendant une période de prestations de l’assurance-emploi Note de bas de page 57

La disposition relative au travail pendant une période de prestations (TPPP) vise à favoriser la participation au marché du travail en permettant aux prestataires d’accepter tout travail disponible pendant qu’ils touchent des prestations d’assurance-emploi (a.-e.). Avant l’adoption de la disposition relative au TPPP en 1997, le montant des gains d’emploi pendant une période de prestations était déduit à raison d’un dollar pour un dollar de prestations hebdomadaires. En vertu de la disposition relative au TPPP, les prestataires peuvent toucher un revenu d’emploi jusqu’à concurrence d’un seuil avec moins ou pas de déduction des prestations. Le seuil de rémunération est établi par la loi ou les modalités du projet pilote en cours. Au-delà de ce seuil, le montant intégral des gains est déduit à raison d’un dollar pour un dollar de prestations hebdomadaires d’a.-e. Si le montant des prestations hebdomadaires est réduit à zéro, la semaine d’admissibilité peut être reportée pour utilisation ultérieure durant la même période de prestations, qui se termine en règle générale 52 semaines après le dépôt de la demande. La disposition relative au TPPP s’applique aux prestations régulières, de pêcheurs, parentales, de soignant, ainsi qu’aux prestations pour parents d’enfants gravement malades.

Depuis huit ans, le travail pendant la période de prestations a été régi par plusieurs projets pilotes qui ont entraîné tour à tour des modifications aux seuils de rémunération d’un TPPP et aux réductions des prestations prévus dans la Loi sur l’assurance-emploi et le Règlement sur l’assurance-emploi. En vertu des dispositions législatives antérieures entrées en vigueur en décembre 2008, le prestataire pouvait toucher 25 % du montant de ses prestations hebdomadaires ou 50 $, selon le plus élevé des deux montants, sans réduction de ses prestations hebdomadaires, mais la somme gagnée au-delà de ce seuil était déduite à raison d’un dollar pour un dollar de prestations.

2.3.3.1 Projets pilotes visant le travail pendant une période de prestations de l’assurance-emploi Note de bas de page 58

Le premier projet pilote visant le travail pendant une période de prestations de l’assurance-emploi (projet pilote no 8) a été lancé dans 23 régions économiques de l’a.-e. le 11 décembre 2005, et s’est poursuivi jusqu’au 6 décembre 2008. Il visait à déterminer si le fait de permettre aux prestataires de gagner un revenu supplémentaire pendant qu’ils touchaient des prestations les encouragerait davantage à accepter les emplois disponibles pendant leur période de prestations. Dans le cadre de ce projet pilote, le montant que les prestataires pouvaient gagner pendant leur période de prestations, sans que leurs prestations hebdomadaires ne soient réduites, est passé à 75 $ ou 40 % du montant de leurs prestations hebdomadaires, selon le montant le plus élevé. Au-delà de ce seuil de rémunération, les prestations étaient réduites à raison d’un dollar pour un dollar du montant gagné. Les prestataires d’assurance-emploi ne vivant pas dans l’une des 23 régions économiques de l’a.-e. visées par le projet pilote continuaient d’être assujettis au seuil de rémunération admissible de 50 $ ou 25 % du montant de leurs prestations hebdomadaires, en vertu de la disposition relative au TPPP de la Loi sur l’assurance-emploi.

Le projet pilote a été relancé à l’échelle nationale (projet pilote no 12) le 7 décembre 2008 dans toutes les régions économiques de l’assurance-emploi, et s’est poursuivi jusqu’au 6 août 2011. Dans son budget de 2011, le gouvernement a annoncé un nouveau projet pilote (projet pilote no 17) qui reprenait les paramètres du précédent afin d’évaluer son efficacité pendant une période de reprise économique et dans le cadre d’un cycle économique complet. Le projet pilote s’est étendu du 7 août 2011 au 4 août 2012.

En outre, un nouveau projet pilote visant le TPPP (projet pilote no 18) a été annoncé dans le budget de 2012, et a été lancé le 5 août 2012. Aux termes de ce nouveau projet, les prestations hebdomadaires étaient réduites d’un montant équivalant à 50 % des revenus d’emploi gagnés, à partir du premier dollar gagné, jusqu’à ce que les revenus du prestataire atteignent 90 % de la rémunération hebdomadaire moyenne ayant servi à établir son taux de prestations hebdomadaires. Au-delà de ce seuil, le revenu gagné était déduit à raison d’un dollar pour un dollar de prestations, pour éviter que le montant combiné de la rémunération et des prestations dépasse celui qu’aurait touché le prestataire s’il avait travaillé à temps plein. Ce projet pilote a pris fin le 1er août 2015 et a été remplacé par le projet pilote no 19, reposant sur les mêmes dispositions que le projet pilote no 18.

L’une des principales différences entre les dispositions des projets pilotes no 17 et no 18 a trait au montant total (montant combiné des prestations et des revenus d’emploi) touché selon les différentes catégories de gains : si les gains d’emploi sont moindres, ce qui représente généralement deux jours de travail ou moins (80 % du taux de prestations), le montant total touché était supérieur dans le cadre du projet pilote no 17 tandis que des gains d’emploi plus élevés se traduisaient par un montant total plus élevé selon les paramètres du projet pilote no 18. Après la mise en œuvre du projet pilote no 18 visant le TPPP, des prestataires ont déclaré qu’ils parvenaient difficilement à trouver du travail additionnel au délai d’environ un jour par semaine et qu’ils avaient de la difficulté à s’adapter aux règles du nouveau projet pilote. Par conséquent, les prestataires admissibles ayant touché une rémunération entre le 7 août 2011 et le 4 août 2012 pendant une période de prestations et qui étaient visés par les dispositions du projet pilote précédent visant le TPPP (projet pilote no 17) ont pu revenir aux règles du projet pilote précédent. Dans le cas des prestataires ayant choisi cette dernière option, les règles du projet pilote no 17 s’appliquent pour toute la période de prestations ou jusqu’en août 2016 (soit jusqu’à la fin prévue du projet pilote no 19), selon la première éventualité. Les prestataires qui ont choisi de revenir aux anciennes règles relativement à leurs demandes précédentes peuvent opter pour cette possibilité relativement à toutes leurs demandes ultérieures. Cependant, s’ils n’ont pas choisi de revenir aux anciennes règles, cette possibilité ne leur sera pas offerte relativement à leurs demandes ultérieures.

La possibilité de revenir aux anciennes règles a été offerte à partir du 6 janvier 2013. En date du 31 mars 2015, 19 144 prestataires avaient choisi de se conformer aux règles de l’ancien projet pilote. Le nombre de demandes de prestations qui ont été converties a culminé durant le premier mois, mais cette hausse a rapidement chuté et se maintient depuis à une faible proportion des demandes. De toutes les demandes assujetties aux dispositions du projet pilote précédant relatif au TPPP (exemption de 75 $ ou de 40 % des prestations), plus de 90 % provenaient du Canada atlantique et du Québec. Voici une répartition selon les provinces (fondée sur des estimations internes) : Terre-Neuve 11 %; Nouvelle-Écosse 7 %; Nouveau-Brunswick 15 %; Île-du-Prince-Édouard 5 %; Québec 53 %; Ontario 6 %; Colombie-Britannique 1 %; autres provinces et territoires moins de 1 % Note de bas de page 59 .

En date du 31 mars 2015, sur les 773 778 prestataires qui avaient la possibilité de le faire (ceux qui touchaient des prestations entre le 7 août 2011 et le 4 août 2012), 12 029 prestataires avaient choisi de se conformer aux règles de l’ancien projet pilote. Il convient de noter que le bassin des prestataires qui sont réputés avoir eu la possibilité de se conformer aux anciennes règles comprend un grand nombre de prestataires qui avaient gagné des revenus d’emploi pendant une période de prestations entre août 2011 et août 2012, mais qui n’ont jamais dans les faits établis un demande dans le cadre des projets pilotes no 18 ou no 19; par conséquent, ils ne peuvent pas être comptés parmi ceux qui ont fait ce choix. Quoi qu’il en soit, on peut penser que le petit nombre de conversions dénote soit que de nombreux prestataires étaient indifférents par rapport aux nouvelles dispositions relatives au TPPP, soit qu’ils les trouvaient avantageuses. Toutefois, les conclusions d’une étude menée auprès d’un groupe cible en 2014 Note de bas de page 60 , Note de bas de page 61 indiquent que certains prestataires comprenaient mal les nouvelles dispositions et la possibilité qui leur était offerte de revenir aux règles précédentes. Par exemple, bien que 70 % des répondants aient déclaré lors d’une entrevue téléphonique qu’ils étaient au courant des nouvelles dispositions, certains démontraient une compréhension très sommaire des modifications apportées. En outre, parmi ces répondants, un peu plus de 10 % de ceux qui étaient admissibles à une conversion étaient au courant de la possibilité qui leur était offerte. Qui plus est, certains de ceux qui prétendaient être au courant ne pensaient pas être admissibles, ce qui montre qu’ils ne comprenaient pas vraiment la possibilité qui leur était offerte. Ces fausses perceptions donnent à penser que le faible taux de conversion n’est peut-être pas entièrement attribuable aux préférences des prestataires, mais dénote plutôt une mauvaise compréhension.

2.3.3.2 Prestataires se prévalant de la disposition relative au travail pendant une période de prestations

La présente section porte sur les demandes de prestations régulières établies au cours de l’exercice 2013-2014 par des personnes qui ont travaillé au moins une fois pendant leur période de prestations, sans égard à l’employeur pour lequel elles ont travaillé ou au nombre d’heures de travail qu’elles ont effectué pendant la période de prestations. Comme l’analyse présentée dans cette section porte uniquement sur les demandes qui ont pris fin, elle a été retardée d’une année (à 2013-2014). La mesure dans laquelle les prestataires ont travaillé ou l’intensité avec laquelle ils l’ont fait pendant leur période de prestations font l’objet d’une analyse à la section suivante.

Les données administratives de l’assurance-emploi indiquent qu’en 2013-2014, parmi toutes les demandes de prestations régulières établies, 691 870, soit 51 %, comportaient au moins une semaine travaillée pendant la période de prestations (voir le tableau 22). En moyenne, les prestataires ont travaillé 11,6 semaines pendant leur période de prestations. On constate une tendance à la baisse du nombre total et de la proportion des personnes ayant travaillé pendant une période de prestations depuis 2009-2010, année durant laquelle un nombre record de 926 560 prestataires ont travaillé pendant une période de prestations régulières. Cette tendance à la baisse est analysée à la fin de la section 2.3.3.3.

Tableau 22 - Part des demandes d’assurance-emploi comprenant au moins une semaine travaillée pendant une période de prestations et nombre moyen de semaines travaillées pendant une période de prestations, selon l’année, Canada
2009-2010 2010-2011 2011-2012 2012-2013 2013-2014
Portion des demandes comprenant au moins une semaine travaillée pendant une période de prestations 56 % 56 % 55 % 52 % 51 %
Nombre moyen de semaines travaillées 12,9 12,8 13,9 11,9 11,6
  • Sources : EDSC, Données administratives de l’assurance-emploi. Les données sont fondées sur un échantillon de 10 % des données administratives de l’assurance-emploi.

La proportion de demandes de prestations régulières comportant au moins une semaine travaillée pendant la période de prestations varie en fonction du secteur et de l’âge. En 2013-2014, la proportion de prestataires ayant travaillé était plus élevée dans l’industrie des services d’enseignement (60 % des demandes de prestations régulières), suivi de l’industrie de la construction (58 %). Cette proportion est plus faible dans l’industrie de la finance et des assurances, avec tout juste 33 % des demandes de prestations régulières. Le nombre élevé de prestataires des services d’enseignement et de la construction reflète le caractère saisonnier de ces industries, une caractéristique souvent liée au travail pendant une période de prestations (voir le prochain paragraphe). Les travailleurs âgés (55 ans et plus) qui ont fait établir des demandes de prestations régulières en 2013-2014 étaient moins susceptibles d’avoir travaillé au moins une semaine pendant leur période de prestations (39 % par rapport à 55 % des personnes de moins de 55 ans). En dépit des écarts marqués si l’on tient compte de la caractéristique sociodémographique ci-dessus, les données sur le travail pendant une période de prestations indiquent peu de variation relativement au sexe, car la proportion des hommes et des femmes qui se sont prévalus de la disposition relative au TPPP s’établissait à 50 % et 53 % respectivement.

Les régions présentent également des écarts importants entre elles quant à la proportion des demandes comportant au moins une semaine de travail. De toutes les demandes de prestations régulières établies dans les provinces de l’Atlantique en 2013-2014, 60 % comportaient au moins une semaine de travail pendant la période de prestations; au Québec, cette proportion atteignait 59 %. Dans le reste du Canada, tout juste 44 % des demandes de prestations régulières établies en 2013-2014 comportaient du travail pendant une période de prestations. De nombreux facteurs peuvent expliquer les différences régionales associées à la probabilité de travailler pendant une période de prestations, dont la proportion supérieure à la moyenne de prestataires saisonniers Note de bas de page 63 et fréquents, de même que les taux de chômage moyens plus élevés Note de bas de page 64 dans les provinces de l’Atlantique et du Québec, des caractéristiques qui sont associées à des taux plus élevés de travail pendant une période de prestations. Plus précisément, dans l’ensemble du Canada, la proportion de travailleurs saisonniers qui ont travaillé au moins une semaine pendant une période de prestations était de 60 %, comparativement à 47 % des travailleurs non saisonniers. De même, les demandes de prestations régulières établies par des prestataires fréquents comportaient du travail pendant une période de prestations dans 60 % des cas au Canada, comparativement à 48 % et 49 % des demandes établies par des travailleurs de longue date et des prestataires occasionnels, respectivement. En 2013-2014, dans les régions économiques de l’assurance-emploi où le taux de chômage était de 10 % ou moins, 49 % des prestataires réguliers avaient travaillé pendant leur période de prestations, tandis que dans les régions où le taux de chômage était supérieur à 10 %, 60 % des prestataires réguliers avaient fait de même.

Pour ce qui est des demandes de prestations régulières établies en 2013-2014 qui comportaient du travail pendant une période de prestations, la durée moyenne réelle était de 18,7 semaines de prestations régulières versées, ce qui est inférieur à la moyenne de 20,2 semaines pour les demandes de prestations régulières qui ne comprenaient aucun travail pendant la période de prestations (voir le tableau 23). Toutefois, la durée moyenne maximale pour les demandes comportant du travail pendant une période de prestations était de 32,2 semaines, par rapport aux 31,4 semaines de prestations versées aux prestataires n’ayant pas travaillé. Ces différences entre la durée réelle et la durée maximale moyenne peuvent indiquer que les personnes qui travaillent pendant une période de prestations recourent moins aux prestations, même si la durée maximale moyenne est plus élevée.

Tableau 23 - Durée moyenne des prestations versées et durée moyenne maximale des prestations régulières1, Canada, 2013-2014
En travaillant pendant une période de prestations Sans travailler pendant une période de prestations
Durée moyenne actuelle des prestations 18,7 20,2
Durée moyenne maximale des prestations 32,2 31,4
  • 1 Comprend les demandes pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières d’assurance-emploi.
  • Sources : EDSC, Données administratives de l’assurance-emploi. Les données sont fondées sur un échantillon de 10 % des données administratives de l’assurance-emploi.

La durée réelle moyenne des périodes de prestations comportant du travail ne varie pas en fonction de l’âge ni du sexe. Cependant, elle varie de manière significative d’une industrie à l’autre et d’une région à l’autre, en raison de la forte corrélation entre les taux de chômage régionaux et la durée maximale moyenne, comme c’est le cas pour l’ensemble des prestations régulières Note de bas de page 65 . Plus précisément, si l’on compare les régions, la durée varie d’un bas de 15,1 semaines en Alberta à un haute de 31,1 semaines au Nunavut et, si l’on compare les industries, elle varie de 13,4 semaines dans les services d’enseignement à 23 semaines dans la finance et les assurances. Selon une étude réalisée en 2015 Note de bas de page 66 auprès de véritables prestataires réguliers ayant travaillé pendant une période de prestations Note de bas de page 67 , plus la période de prestations est longue Note de bas de page 68 , plus le prestataire est susceptible d’avoir travaillé pour plus d’un employeur. Plus précisément, si la période de prestations a été de 14 semaines ou moins, 48 % des prestataires ont travaillé pendant une période de prestations et 14 % ont travaillé pour plus d’un employeur. À l’inverse, 67 % des prestataires ont travaillé pendant une période de prestations de 45 semaines ou plus, dont 30 % pour plus d’un employeur. L’étude a aussi révélé que le nombre de semaines travaillées et le nombre de semaines « à plein temps » (durant lesquelles les prestations ont été réduites à zéro, ce qui a donné lieu à un report de la semaine d’admissibilité) sont également plus élevés si la durée de la période augmente.

L’étude11 susmentionnée a également permis de constater que 74 % des véritables prestataires réguliers qui ont travaillé pendant une période de prestations ont eu un seul employeur, et que 91 % des heures travaillées pendant cette période l’ont été pour un même employeur. De plus, en moyenne, les prestataires visés ont travaillé environ le tiers du temps (mesuré en semaines). Enfin, l’étude a révélé que 80 % des prestataires avaient travaillé pour l’employeur pour lequel ils travaillaient avant de faire établir leur demande et qu’après leur période de prestations, 82 % sont demeurés au service de l’employeur pour lequel ils avaient travaillé pendant leur période de prestations. Au total, 95 % des prestataires ont travaillé pour le même employeur pendant au moins une semaine avant ou après leur période de prestations. Une proportion de 65 % de ces prestataires ont travaillé à la fois avant et après leur période de prestations. Ces chiffres indiquent qu’un bon nombre de prestataires mis à pied par leur employeur temporairement en période de ralentissement des activités ont l’opportunité de retourner au travail de façon intermittente pendant leur période de prestations si l’employeur le leur demande, et à temps plein lorsque les activités reprennent. Cela pourrait expliquer la forte corrélation entre le caractère saisonnier de certaines industries et les demandes, qui génèrent et suivent les tendances en matière de pénuries de travail, et le travail pendant une période de prestations.

2.3.3.3 Nombre de semaines de travail pendant une période de prestations Note de bas de page 69

La présente section examine la disposition relative au travail pendant une période de prestations sous l’angle des semaines travaillées, et est principalement axée sur les prestations régulières. L’analyse tient compte de toutes les prestations versées au cours de l’exercice 2014-2015 et des revenus d’emploi déclarés au cours d’une semaine pendant laquelle le prestataire recevait des prestations d’assurance-emploi, peu importe le moment où la demande a été établie.

Selon les données administratives de l’assurance-emploi, de toutes les semaines pendant lesquelles des prestations d’a.-e. ont été versées en 2014-2015, 14 % ont comporté du travail. Pour ce qui est des demandes de prestations régulières, ce pourcentage se situait à 24 %, ce qui est beaucoup plus élevé que pour les prestations de pêcheurs, parentales et de soignant. Comme le montre le graphique 28, la proportion de semaines travaillées pendant une période de prestations a légèrement diminué pour tous les types de prestations depuis 2011-2012.

Graphique 28 - Part des semaines travaillées pendant une période de prestations, selon le type de prestations, Canada, 2008-2009 à 2014-20151,2
la description suit immédiatement après
Montrer le tableau de données
Semaines de prestations régulières Semaines de prestations de pêcheurs Semaines de prestations parentales et de soignants
2004-2005 22 % 4 % 4 %
2005-2006 25 % 12 % 4 %
2006-2007 26 % 13 % 3 %
2007-2008 27 % 12 % 3 %
2008-2009 25 % 12 % 3 %
2009-2010 25 % 13 % 3 %
2010-2011 26 % 13 % 3 %
2011-2012 27 % 12 % 3 %
2012-2013 27 % 11 % 3 %
2013-2014 25 % 11 % 2 %
2014-2015 24 % 10 % 2 %
  • 1 Les données sont 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.
  • Remarque: Exclut les demandes pour lesquelles les prestataires ont choisi de revenir aux règles du projet pilote no 17.
  • Sources : EDSC, Données administratives de l’assurance-emploi. Les données sont fondées sur un échantillon de 10 % des données administratives de l’assurance-emploi.

Le tableau 24 montre la proportion de semaines travaillées pendant une période de prestations régulières en fonction des caractéristiques sociodémographiques au cours des cinq derniers exercices. Le nombre de semaines travaillées varie de manière très semblable au nombre de demandes comportant au moins une semaine travaillée. Encore une fois, les prestataires de moins de 55 ans affichent une plus forte proportion de semaines travaillées pendant une période de prestations que les prestataires de 55 ans et plus. En outre, la proportion de semaines travaillées pendant la période de prestations varie de façon significative selon la province et le territoire. La proportion de semaines travaillées pendant une période de prestations régulières est encore une fois plus élevée dans les provinces de l’Atlantique et au Québec que dans le reste du Canada. Par ailleurs, la Colombie-Britannique et le Yukon déclarent une plus grande proportion de semaines travaillées pendant la période de prestations que les autres provinces de l’Ouest et les autres territoires, mais les chiffres demeurent inférieurs à la moyenne nationale.

Tableau 24 - Part des semaines régulières travaillées pendant une période de prestations, selon la province, le sexe et l’âge, Canada, 2014-20151,2,3
2010-2011 2011-2012 2012-2013 2013-2014 2014-2015
Projet pilote no 12 Projets pilotes nos 12 et 17 Projets pilotes nos 17 et 18 Projet pilote no 18 Projet pilote no 18
Province
Terre-Neuve-et-Labrador 31 % 32 % 31 %r 28 % 27 %
Île-du-Prince-Édouard 33 % 33 % 30 %r 28 % 26 %
Nouvelle-Écosse 32 % 32 % 31 %r 29 % 28 %
Nouveau-Brunswick 36 % 36 % 35 %r 33 % 32 %
Québec 33 % 35 % 34 %r 32 % 31 %
Ontario 20 % 20 % 19 %r 18 % 18 %
Manitoba 17 % 16 % 14 %r 14 % 13 %
Saskatchewan 17 % 16 % 15 % 13 % 13 %
Alberta 15 % 17 % 15 % 14 %r 12 %
Colombie-Britannique 22 % 23 % 22 %r 21 %r 20 %
Yukon 18 % 17 % 18 % 15 % 14 %
Territoires du Nord-Ouest 12 % 12 % 8 % 9 % 9 %
Nunavut 11 % 14 % 12 % 7 % 8 %
Sexe
Homme 25 % 26 % 25 % 24 %r 23 %
Femme 28 % 30 % 29 %r 27 % 26 %
Âge
24 et moins 23 % 24 % 24 % 23 % 23 %
25 à 44 ans 26 % 28 % 27 % 26 %r 25 %
45 à 54 ans 30 % 32 % 32 % 31 %r 30 %
55 et plus 21 % 23 % 20 % 18 % 18 %
Canada 26 % 27 % 27 % 25 % 24 %
  • 1 Les données sont fondées sur les semaines travaillées pendant la période de prestations spécifiée, 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 les demandes pour lesquelles les prestataires ont choisi de revenir aux règles du projet pilote no 17
  • r Révisé
  • Sources : EDSC, Données administratives de l’assurance-emploi. Les données sont fondées sur un échantillon de 10 % des données administratives de l’assurance-emploi.

Les règles relatives au TPPP ont changé au cours des trois dernières années, et l’analyse qui suit compare les résultats des projets pilotes. Le tableau 24 montre que les changements proposés dans le cadre des projets pilotes ont eu peu d’effet sur les différents groupes, si ce n’est une légère tendance à la hausse dans la proportion de semaines travaillées après la mise en place du projet pilote no 17 et une légère tendance à la baisse après le début du projet pilote no 18, constatée dans tous les groupes. Dans le cadre du projet pilote no 18, 25 % des semaines travaillées pendant une période de prestations régulières l’ont été entre août 2012 et mars 2015 Note de bas de page 70 . C’est moins que les 28 % de semaines travaillées durant le projet pilote no 17, qui s’est étendu du mois d’août 2011 au mois d’août 2012.

Le tableau 25 présente la répartition des semaines travaillées en fonction du revenu d’emploi gagné par rapport au taux de prestations hebdomadaires du prestataire. Avec la mise en œuvre du projet pilote no 18, la répartition des revenus d’emploi gagnés a eu tendance à grimper, malgré une tendance à la baisse du nombre total de semaines travaillées. Autrement dit, le travail s’est intensifié comparativement à l’ancien projet pilote relatif au TPPP, ce qui signifie que le nombre moyen d’heures ou de jours travaillés par semaine pendant une période de prestations a augmenté. Comme l’indique le tableau 25, le pourcentage de demandes comportant un revenu d’emploi supérieur à 40 % du taux de prestations hebdomadaires (le seuil de rémunération admissible au titre des projets pilotes précédents) a augmenté : entre 81 et 84 % durant le projet pilote no 17, et entre 87 % et 90 % durant le projet pilote no 18.

Tableau 25 - Nombre et part des semaines régulières travaillées pendant une période de prestations, et répartition du revenu d’emploi de prestataires recevant des prestations régulières, Canada, 2011-2012 à 2014-20151,2,3
2011-2012 2012-2013 2013-2014 2014-2015
Avril 2011 à juillet 2011 Août 2011 à mars 2012 Avril 2011 à mars 2012 Avril 2012 à juillet 2012 Août 2012 à mars 2013 Avril 2012 à mars 2013 Avril 2013 à mars 2014 Avril 2014 à mars 2015
Projet pilote no 12 Projet pilote no 17 Projets pilotes nos 12 et 17 combinés Projet pilote no 17 Projet pilote no 18 Projets pilotes nos 17 et 18

combinés
Projet pilote no 18 Projet pilote no 18
Semaines travaillées par des prestataires recevant des prestations régulières  3 571 450 6 870 920 10 442 370r 3 362 170r 5 986 500r 9 348 670 8 235 980r 7 779 430
Part des semaines travaillées par des prestataires recevant des prestations régulières 29 % 27 % 27 % 30 % 25 % 27 % 25 % 24 %
Répartition du revenu d’emploi de prestataires recevant des prestations régulières (revenu en tant que part du taux de prestations hebdomadaire d’assurance-emploi4)
25 % ou moins 6 % 7 % 7 % 6 % 6 % 6 % 5 % 5 %
26 % à 40 % 10 % 12 % 11 % 10 % 7 % 8 % 5 % 5 %
41 % à 125 % 20 % 21 % 20 % 19 % 22 % 21 % 22 % 23 %
126 % à 140 % 4 % 4 % 4 % 4 % 5 % 4 % 5 % 5 %
141 % à 182 % 17 % 17 % 17 % 18 % 19 % 18 % 20 % 20 %
183 % ou plus 42 % 39 % 40 % 44 % 42 % 43 % 43 % 42 %
Canada 100 % 100 % 100 % 100 % 100 % 100 % 100 % 100 %
  • 1 Les données sont fondées sur les semaines travaillées pendant la période de prestations spécifiée, 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 les demandes pour lesquelles les prestataires ont choisi de revenir aux règles du projet pilote no 17
  • 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 %.
  • r Révisé.
  • Sources : EDSC, Données administratives de l’assurance-emploi. Les données sont fondées sur un échantillon de 10 % des données administratives de l’assurance-emploi.

Par ailleurs, le graphique 29 illustre la répartition des revenus du tableau 25 par plus petits incréments, selon les trois régimes ayant encadré le TPPP : la loi; les dispositions des projets pilotes nos 12 et 17, et les dispositions du projet pilote no 18. En vertu de la loi et des trois régimes des projets pilotes nos 12 et 17, le seuil de rémunération admissible s’établissait à 25 % et 40 % respectivement du revenu admissible avant que les prestations soient réduites du montant équivalant à la rémunération. Ces mesures incitaient fortement les prestataires à travailler seulement jusqu’à ce que le seuil soit atteint (25 ou 40 %) et à s’arrêter ensuite puisqu’ils ne touchaient pas un revenu supplémentaire (prestations d’assurance-emploi et revenu d’emploi combiné) s’ils travaillaient pendant une période de prestations, s’ils ne gagnaient pas plus que leur taux hebdomadaire. Dans le cadre du projet pilote actuel, le montant des prestations d’assurance-emploi conjugué au revenu d’emploi gagné pendant une période de prestations augmente de façon constante et significative pour chaque heure de travail que les prestataires acceptent, et plus particulièrement jusqu’à ce qu’ils dépassent 90 % de leur taux hebdomadaire. Comme l’illustre le graphique 29, il est possible d’observer les effets des mesures incitatives sur les comportements grâce aux deux sommets enregistrés dans les données correspondant aux régimes de la loi et des projets pilotes nos 12 et 17, lorsque les prestataires ont atteint leur seuil respectif. Il 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, et donc une hausse de l’intensité.

Graphique 29 - Répartition des semaines travaillées1,2,3, selon les projets pilotes et la loi, Canada, 2004 à 2015
la description suit immédiatement après
Montrer le tableau de données
Revenu en tant que part du taux de prestations hebdomadaire d’assurance-emploi Législation

(avril 2004 à novembre 2005)

Projets pilotes no 12 et no 17 (décembre 2008 à juillet 2011)

Projet pilote no 18

(août 2012 à mars 2015)

0 %-10 % 1,1 % 1,8 % 1,4 %
11 %-20 % 3,2 % 3,1 % 2,3 %
21 %-30 % 6,5 % 5,0 % 3,2 %
31 %-40 % 3,9 % 8,7 % 3,9 %
41 %-50 % 2,8 % 3,9 % 2,8 %
51 %-60 % 2,2 % 2,5 % 2,5 %
61 %-70 % 2,2 % 2,3 % 2,5 %
71 %-80 % 2,2 % 2,2 % 2,5 %
81 %-90 % 2,1 % 2,1 % 2,5 %
91 %-100 % 2,2 % 2,1 % 2,6 %
101 %-110 % 2,2 % 2,2 % 2,7 %
111 %-120 % 2,2 % 2,3 % 2,9 %
121 %-130 % 2,5 % 2,4 % 3,0 %
131 %-140 % 2,7 % 2,7 % 3,4 %
141 %-150 % 3,1 % 3,1 % 3,8 %
151 %-160 % 3,6 % 3,4 % 4,3 %
161 %-170 % 4,2 % 4,1 % 4,9 %
171 %-180 % 5,2 % 5,3 % 6,0 %
  • 1 Les données sont fondées sur les semaines travaillées pendant la période de prestations spécifiée, 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 les demandes pour lesquelles les prestataires ont choisi de revenir aux règles du projet pilote no 17.
  • 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 %. Les pourcentages au-dessus de 180 % ont été exclus.
  • 5 Le nombre de journées travaillées est estimé en calculant la proportion de leur salaire à temps plein travaillé et en la convertissant en journées. Par exemple, si un prestataire a travaillé 20 % de son taux de prestations, considérant que le taux de prestation équivaut à 55 % du salaire à temps plein, alors le prestataire travaille 11 % (20 % x 55 %) de son salaire à temps plein ou environ une demi-journée (11 % x 5 journées). Cela suppose que les prestataires qui travaillent gagnent environ le même salaire horaire qu'à leur emploi pour lequel ils étaient admissibles aux prestations, qu'ils travaillaient à temps plein avant de faire établir une demande et qu'ils avaient gagné le maximum de rémunération annuelle assurable ou moins que cela.
  • Sources : EDSC, Données administratives de l’assurance-emploi. Les données sont fondées sur un échantillon de 10 % des données administratives de l’assurance-emploi.

La hausse de l’intensité du travail dans le cadre du projet pilote no 18 peut aussi être illustrée par une comparaison, au niveau global, du revenu d’emploi gagné pendant une période de prestations avec le niveau de prestations régulières versées. Comme le montre le tableau 26, malgré une baisse au cours des deux dernières années, le revenu d’emploi gagné exprimé en tant que pourcentage du total des prestations régulières versées à tous les prestataires a augmenté depuis 2009-2010 (de 54 % à 59 %), ce qui donne à penser que l’intensité globale du travail pendant une période de prestations a augmenté au cours des dernières années.

Tableau 26 - Revenu d’emploi gagné pendant une période de prestations, Canada, 2009-2010 à 2014-20151,2,3
2009-2010 2010-2011 2011-2012 2012-2013 2013-2014 2014-2015
Projet pilote no 12 Projet pilote no 12 Projets pilotes nos 12 et 17 Projets pilotes nos 17 et 18 Projet pilote no 18 Projet pilote no 18
Revenu d’emploi gagné pendant une période de prestations régulières (en milliard de dollars4) 8,0 7,3 7,0 6,9 6,4 6,3
Montant total des prestations régulières versées à tous les prestataires (en milliard de dollars5) 14,7 12,8 11,1 10,5 10,4 10,6
Revenu d’emploi, exprimé en pourcentage du montant versé en prestations régulières6 54 % 57 % 63 % 66 % 62 % 59 %
  • 1 Les données sont fondées sur les semaines travaillées pendant la 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 les demandes pour lesquelles les prestataires ont choisi de revenir aux règles du projet pilote no 17.
  • 4 À compter du Rapport de contrôle et d’évaluation de l’assurance-emploi 2014-2015, la méthodologie pour le revenu d’emploi gagné pendant une période de prestations régulières a changé; les données des années précédentes ont été révisées pour refléter ce changement.
  • 5 À compter du Rapport de contrôle et d’évaluation de l’assurance-emploi 2014-2015, le montant total des prestations régulières versées à tous les prestataires inclut les prestations de formation versées conformément à l’article 25 de la Loi sur l’assurance-emploi; les données des années précédentes ont été révisées pour refléter ce changement.
  • 6 Le rapport revenu-montant versé en prestations régulières est calculé en divisant le revenu d’emploi gagné pendant une période de prestations par le montant total des prestations régulières versées à tous les prestataires. À compter du Rapport de contrôle et d’évaluation de l’assurance-emploi 2014-2015, la méthodologie pour le revenu d’emploi gagné pendant une période de prestations régulières et pour le montant total des prestations régulières versées à tous les prestataires a changé (voir notes de bas de page 4 et 5) et donc, le rapport revenu-prestations régulières a aussi changé.
  • Sources : EDSC, Données administratives de l’assurance-emploi. Les données sont fondées sur un échantillon de 10 % des données administratives de l’assurance-emploi.

Cette augmentation de l’intensité du travail explique peut-être les diminutions du nombre de demandes comportant du travail pendant une période de prestations, ainsi que du nombre de semaines travaillées depuis 2009-2010. La plus faible proportion de demandes comportant du travail pendant une période de prestations pourrait s’expliquer par le fait que les employeurs ont besoin de moins d’employés supplémentaires, puisque ceux qui travaillent le font plus intensément. À l’inverse, en vertu de la loi et des projets pilotes nos 12 et 17, il est possible que les prestataires aient opté pour une intensité de travail moindre et que, par conséquent, les employeurs aient dû embaucher des employés supplémentaires.

2.3.4 Dispositions relatives au remboursement des prestations Note de bas de page 71

Les prestataires dont le revenu annuel net Note de bas de page 72 dépasse 125 % du maximum de la rémunération assurable (MRA) sont tenus de rembourser, pour une année d’imposition, la moindre des sommes suivantes, 30 % du total des prestations d’a.-e. reçues, autres que les prestations spéciales, ou 30 % de leur revenu net dépassant ce seuil (c.-à-d., 125 % du MRA) Note de bas de page 73 . Les prestataires qui n’ont pas reçu de prestations régulières ou de pêcheurs au cours des dix années d’imposition précédentes sont exemptés de cette disposition.

Pour l’année d’imposition 2013, 157 109 prestataires ont remboursé 201,7 millions de dollars en prestations. On estime que parmi l’ensemble des prestataires autres que ceux ayant reçu des prestations spéciales, environ 11 % (ou 9 % de tous les prestataires) ont remboursé une partie des prestations qu’ils ont reçues en 2013.

Il convient de noter que puisque les dispositions relatives au remboursement des prestations ne s’appliquent pas aux prestations spéciales, l’utilisation du terme « prestataires » dans le reste de cette section exclut les prestataires qui ont seulement reçu des prestations spéciales.

2.3.4.1 Remboursement des prestations, selon la province ou le territoire, le sexe et le groupe d’âge

Parmi les provinces et les territoires, l’Alberta affichait le pourcentage le plus élevé de prestataires d’a.-e. qui ont remboursé une partie de leurs prestations (23 %), suivi de Terre-Neuve-et-Labrador (18 %) et des Territoires du Nord-Ouest (16 %) [voir le tableau 27].

Tableau 27 - Prestataires d’assurance-emploi ayant remboursé une partie de leurs prestations d’assurance-emploi, Canada, 2013
Prestataires (excluant ceux ayant seulement reçu des prestations spéciales) Prestataires ayant remboursé une partie de leurs prestations
2013-2014 2013 2013 (%)
Provinces et territoires
Terre-Neuve-et-Labrador 70 660 12 787 18
Île-du-Prince-Édouard 18 020 1 048 6
Nouvelle-Écosse 63 870 7 722 12
Nouveau-Brunswick 73 390 6 499 9
Québec 430 000 40 948 10
Ontario 413 110 38 373 9
Manitoba 39 530 2 918 7
Saskatchewan 31 150 4 585 15
Alberta 98 000 22 813 23
Colombie-Britannique 148 690 18 676 13
Yukon 2 070 288 14
Territoires du Nord-Ouest 1 680 275 16
Nunavut 890 108 12
Services extérieurs/non-résidents Sans objet 69 Sans objet
Sexe
Hommes 863 710 140 103 16
Femmes 527 350 17 006 3
Âge
24 ans et moins (jeunes) 150 030 6 098 4
25 à 44 ans 609 290 68 297 11
45 à 54 ans 338 760 41 376 12
55 ans et plus (travailleurs âgés) 292 980 41 338 14
Canada 1 391 060 157 109 11
  • Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués.
  • Source : EDSC, données administratives de l’assurance-emploi (a.-e.). Les données sur les prestataires se fondent sur un échantillon de 10 % de données administratives de l’a.-e. et les données sur les prestataires qui ont remboursé une partie de leurs prestations se fondent sur un échantillon de 100 % des données administratives de l’a.-e.

Si l’on étudie la disposition selon les sexes, 16 % des hommes prestataires ont été assujettis au remboursement comparativement à seulement 3 % des femmes prestataires. Par conséquent, les hommes représentent toujours la grande majorité des prestataires qui ont remboursé des prestations d’a.-e. Ils comptent pour 89 % du nombre total de prestataires d’a.-e. qui ont remboursé des prestations en 2013, une proportion qui demeure stable depuis plus de dix ans. Les statistiques selon les catégories d’âge montrent que les travailleurs âgés (55 ans et plus) étaient plus susceptibles de rembourser leurs prestations d’a.-e. (14 %) en 2013, alors que les jeunes (24 ans et moins) étaient les moins susceptibles de le faire (4 %) Note de bas de page 74 .

Les écarts entre les sexes et les groupes d’âge en ce qui a trait à la fréquence du remboursement des prestations reflètent les différences entre le revenu d’emploi de ces différents groupes avant l’établissement d’une demande de prestations et la probabilité qu’ils remboursent leurs prestations d’a.-e. Par exemple, selon les plus récentes statistiques disponibles, en 2011, les jeunes travailleurs (24 ans et moins) ont touché un revenu total de 14 200 $, comparativement à 48 500 $ chez les travailleurs du principal groupe d’âge (25 à 54 ans) et à 38 400 $ pour les travailleurs âgés (55 ans et plus) Note de bas de page 75 . Par conséquent, il est plus probable que les travailleurs âgés de plus de 25 ans dépassent le seuil de revenu net nécessaire pour être assujetti aux dispositions relatives au remboursement des prestations d’a.-e., et l’effet inverse est vrai pour les jeunes.

En moyenne, les prestataires d’a.-e. assujettis aux dispositions relatives au remboursement des prestations ont remboursé 1 284 $ en 2013. Le montant versé s’est accru pour une troisième année consécutive, alors qu’il est légèrement plus élevé que celui versé en 2012 (1 218 $) et supérieur à la moyenne de la dernière décennie (1 093 $). Les prestataires d’a.-e. qui ont remboursé une partie de leurs prestations ont reçu, en moyenne, 5 434 $ en prestations d’a.-e. Note de bas de page 76 en 2013, un montant supérieur à celui de 2012 (5 101 $). En 2013, les prestataires d’a.-e. qui ont remboursé une partie de leurs prestations en ont reçu pendant une moyenne de 12,0 semaines, ce qui est légèrement supérieur à l’année précédente (11,5 semaines). Toutefois, les prestataires d’a.-e. qui ont remboursé des prestations en 2013 ont reçu des prestations pendant une plus courte période comparativement à la population globale de prestataires réguliers d’a.-e. (19,4 semaines) en 2013-2014. Cela suppose que les personnes gagnant un salaire élevé qui ont touché des prestations d’a.-e. reçoivent généralement des prestations d’a.-e. pendant une plus courte période par rapport aux personnes ayant un salaire moindre.

Parmi les personnes qui ont remboursé des prestations d’a.-e. en 2013, les hommes ont remboursé les plus importants montants (1 305 $) et ont reçu des prestations pendant une plus longue période (12,1 semaines). Parmi les groupes d’âge, les travailleurs âgés (55 ans et plus) ont remboursé les montants les plus importants (1 514 $) et ont reçu des prestations pendant une plus longue période (14,9 semaines).

En 2013, les prestataires d’a.-e. dans les provinces de l’Atlantique ont remboursé en moyenne les montants les plus importants de prestations d’a.-e., plus particulièrement la Nouvelle-Écosse (1 883 $) et l’Île-du-Prince-Édouard (1 841 $). Ces montants étaient nettement supérieurs à la moyenne nationale (1 284 $). De plus, les prestataires d’a.-e. des provinces de l’Atlantique qui étaient assujettis au remboursement ont reçu des prestations pendant une plus longue période, plus particulièrement à l’Île-du-Prince-Édouard (18,7 semaines) et en Nouvelle-Écosse (17,9 semaines). En contrepartie, les prestataires du Québec (1 107 $) et de l’Ontario (1 159 $) ont remboursé les plus petits montants moyens de prestations et la durée de la période de prestations était plus courte que dans la majorité des autres provinces et territoires (10,9 et 11,0 semaines, respectivement). Dans les territoires et les provinces de l’Ouest, le montant des remboursements variait de 1 242 $ (Saskatchewan) à 1 422 $ (Yukon) et la durée de la période de prestations s’échelonnait de 10,9 semaines (Alberta) à 14,6 semaines (Nunavut). Les données portent à croire que parmi les prestataires d’a.-e. assujettis aux dispositions relatives au remboursement des prestations, il y a une corrélation directe entre le nombre de semaines de prestations d’a.-e. et les prestations remboursées. Cela s’explique par le fait que les plus longues périodes de prestations d’a.-e. entraînent le versement de montants plus élevés de prestations d’a.-e., dont une partie pourrait être à rembourser par la suite.

2.4 Durée maximale et durée réelle des prestations régulières d’assurance-emploi Note de bas de page 77

Les prestataires d’assurance-emploi peuvent recevoir de 14 à 45 semaines de prestations régulières d’assurance-emploi, selon le taux de chômage de la région économique de l’assurance-emploi dans laquelle ils résident et le nombre d’heures d’emploi assurable qu’ils ont accumulé lors de leur période de référence (voir le tableau 28) Note de bas de page 78 . Les personnes qui résident dans des régions à taux de chômage élevé sont admissibles à un plus grand nombre de semaines de prestations régulières d’assurance-emploi, tandis que celles ayant un nombre limité d’heures d’emploi ont droit à un plus petit nombre de semaines de prestations. Par exemple, une personne qui réside dans une région économique de l’assurance-emploi affichant un taux de chômage de plus de 16,0 % et qui a accumulé 1 820 heures d’emploi assurable au cours de la période de référence (il s’agit habituellement de la période de 52 semaines qui précède la demande de prestations) a droit à un maximum de 45 semaines de prestations régulières d’assurance-emploi. À l’opposé, une personne qui réside dans une région économique de l’assurance-emploi affichant un taux de chômage de 6,0 % ou moins et qui a accumulé 700 heures d’emploi assurable a droit à un maximum de 14 semaines de prestations régulières d’assurance-emploi. Le régime d’assurance-emploi s’adapte automatiquement aux conditions économiques des régions de résidence des personnes, car les taux de chômage régionaux utilisés pour déterminer la durée maximale des prestations régulières sont rajustés chaque mois pour toutes les régions économiques de l’assurance-emploi.

Tableau 28 - Nombre maximal de semaines de prestations régulières de l’assurance-emploi que peut toucher un prestataire, selon le taux de chômage régional et le nombre d’heures d’emploi assurable
Nombre d’heures d’emploi assurable Taux de chômage régional
6,0 % et moins 6,1 % à 7,0 % 7,1 % à 8,7 % 8,1 % à 9,0 % 9,1 % à 10,0 % 10,1 % à 11,0 % 11,1 % à 12,0 % 12,1 % à 13,0 % 13,1 % à 14,0 % 14,1 % à 15,0 % 15,1 % à 16,0 % Plus de 16,0 %
420 à 454 0 0 0 0 0 0 0 0 26 28 30 32
455 à 489 0 0 0 0 0 0 0 24 26 28 30 32
490 à 524 0 0 0 0 0 0 23 25 27 29 31 33
525 à 559 0 0 0 0 0 21 23 25 27 29 31 33
560 à 594 0 0 0 0 20 22 24 26 28 30 32 34
595 à 629 0 0 0 18 20 22 24 26 28 30 32 34
630 à 664 0 0 17 19 21 23 25 27 29 31 33 35
665 à 699 0 15 17 19 21 23 25 27 29 31 33 35
700 à 734 14 16 18 20 22 24 26 28 30 32 34 36
735 à 769 14 16 18 20 22 24 26 28 30 32 34 36
770 à 804 15 17 19 21 23 25 27 29 31 33 35 37
805 à 839 15 17 19 21 23 25 27 29 31 33 35 37
840 à 874 16 18 20 22 24 26 28 30 32 34 36 38
875 à 909 16 18 20 22 24 26 28 30 32 34 36 38
910 à 944 17 19 21 23 25 27 29 31 33 35 37 39
945 à 979 17 19 21 23 25 27 29 31 33 35 37 39
980 à 1 014 18 20 22 24 26 28 30 32 34 36 38 40
1 015 à 1 049 18 20 22 24 26 28 30 32 34 36 38 40
1 050 à 1 084 19 21 23 25 27 29 31 33 35 37 39 41
1 085 à 1 119 19 21 23 25 27 29 31 33 35 37 39 41
1 120 à 1 154 20 22 24 26 28 30 32 34 36 38 40 42
1 155 à 1 189 20 22 24 26 28 30 32 34 36 38 40 42
1 190 à 1 224 21 23 25 27 29 31 33 35 37 39 41 43
1 225 à 1 259 21 23 25 27 29 31 33 35 37 39 41 43
1 260 à 1 294 22 24 26 28 30 32 34 36 38 40 42 44
1 295 à 1 329 22 24 26 28 30 32 34 36 38 40 42 44
1 330 à 1 364 23 25 27 29 31 33 35 37 39 41 43 45
1 365 à 1 399 23 25 27 29 31 33 35 37 39 41 43 45
1 400 à 1 434 24 26 28 30 32 34 36 38 40 42 44 45
1 435 à 1 469 25 27 29 31 33 35 37 39 41 43 45 45
1 470 à 1 504 26 28 30 32 34 36 38 40 42 44 45 45
1 505 à 1 539 27 29 31 33 35 37 39 41 43 45 45 45
1 540 à 1 574 28 30 32 34 36 38 40 42 44 45 45 45
1 575 à 1 609 29 31 33 35 37 39 41 43 45 45 45 45
1 610 à 1 644 30 32 34 36 38 40 42 44 45 45 45 45
1 645 à 1 679 31 33 35 37 39 41 43 45 45 45 45 45
1 680 à 1 714 32 34 36 38 40 42 44 45 45 45 45 45
1 715 à 1 749 33 35 37 39 41 43 45 45 45 45 45 45
1 750 à 1 784 34 36 38 40 42 44 45 45 45 45 45 45
1 785 à 1 819 35 37 39 41 43 45 45 45 45 45 45 45
1 820 et plus 36 38 40 42 44 45 45 45 45 45 45 45
  • Source : Loi sur l’assurance-emploi, article 12.

La durée réelle correspond au nombre de semaines pendant lesquelles un prestataire d’assurance-emploi reçoit des prestations régulières d’assurance-emploi. Elle ne peut excéder les niveaux de durée maximale indiqués dans le tableau 28, en vertu des lois et règlements actuels. La durée réelle est généralement moindre que la durée maximale pour un certain nombre de raisons. Par exemple, un prestataire de l’assurance-emploi peut trouver du travail avant la fin de sa période de prestations. Une analyse détaillée sur la durée maximale et la durée réelle est présentée dans la sous-section qui suit.

2.4.1 Durée maximale et durée réelle des prestations régulières d’assurance-emploi

De 2013-2014 à 2014-2015, la durée maximale moyenne des prestations régulières est passée de 31,7 semaines à 31,4 semaines, tandis que la durée réelle moyenne est demeurée stable à 19,4 semaines (voir le graphique 30). Pendant cinq années consécutives à compter de 2010-2011, la durée maximale moyenne et la durée réelle moyenne des prestations régulières ont diminué ou sont demeurées stables.

Graphique 30 - Durée maximale moyenne et durée réelle moyenne des prestations régulières et taux de chômage, Canada, de 2007-2008 à 2014-2015
la description suit immédiatement après
Montrer le tableau de données
Taux de chômage Durée maximale moyenne des prestations régulières

(en semaines)
Durée réelle moyenne des prestations régulières

(en semaines)
2007-2008 6,0 % 31,8 18,7
2008-2009* 6,6 % 36,5 21,9
2009-2010* 8,3 % 42,8 23,8
2010-2011* 7,9 % 36,0 21,5
2011-2012 7,4 % 33,0 19,9
2012-2013 7,2 % 32,2 19,6
2013-2014 7,0 % 31,7 19,4
2014-2015(p) 6,9 % 31,4 19,4
  • * Ces exercices correspondent aux mesures temporaires visant le régime d'assurance-emploi annoncées dans le cadre des budgets de 2009 et 2010 qui ont permis d'accroître le nombre de semaines au cours desquelles des prestations régulières peuvent être versées.
  • (p) Données préliminaires pour les chiffres concernant la durée réelle.
  • Sources : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi (pour les données sur la durée des prestations régulières); et Statistique Canada, Enquête sur la population active, tableau CANSIM 282-0007 (pour les données sur les taux de chômage). Les données d'EDSC se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

La diminution annuelle de la durée maximale moyenne des prestations régulières en 2014-2015 était mineure (-0,3 semaine) et pourrait correspondre à la légère baisse du taux de chômage au Canada, passant de 7,0 % en 2013-2014 à 6,9 % en 2014-2015.

La tendance constatée dans la durée maximale moyenne des prestations régulières au cours des cinq dernières années indique une baisse plus importante. Après avoir atteint un sommet de 42,8 semaines en 2009-2010 à la suite de la récession de 2008, la durée maximale moyenne des prestations régulières a baissé pendant cinq années consécutives de 2010-2011 (36,0 semaines) à 2014-2015 (31,4 semaines). Cette baisse peut être attribuée à deux facteurs : une amélioration des conditions économiques et la fin de deux projets pilotes. Premièrement, alors que les conditions économiques s’améliorent et que les taux de chômage diminuent, la durée maximale des prestations régulières affiche également une tendance à la baisse. Deuxièmement, la fin du projet pilote sur le prolongement des prestations d’assurance-emploi pour les travailleurs de longue date le 11 septembre 2010 et la fin du projet pilote sur le prolongement des prestations d’assurance-emploi le 15 septembre 2012, qui avaient temporairement augmenté la durée des prestations régulières Note de bas de page 79 , ont également contribué à la baisse de la durée maximale moyenne des prestations régulières au cours des cinq dernières années. Il est important de noter que ces dates de fin renvoient au dernier jour pour lequel une demande de prestations d’assurance-emploi pouvait être établie dans le cadre d’un projet pilote en particulier. Le projet pilote ne produit pas tous ses effets tant que la totalité des prestations d’assurance-emploi ne sont pas versées, ce qui peut prendre plusieurs mois après la date de fin du projet pilote.

En ce qui a trait à la durée réelle, en 2014-2015, les prestataires réguliers de l’assurance-emploi utilisaient en moyenne 19,4 semaines de prestations régulières, soit le même nombre qu’en 2013-2014. La durée réelle moyenne des prestations régulières d’assurance-emploi a baissé au cours des cinq dernières années en raison de la réduction de la durée maximale moyenne des prestations régulières et de conditions économiques plus favorables. Tout d’abord, la durée maximale a un effet sur la durée réelle : en règle générale, lorsque le nombre maximal de semaines diminue, il en va de même du nombre de semaines de durée réelle. Ensuite, l’amélioration des conditions économiques peut, en général, écourter la durée des prestations régulières puisque les prestataires d’assurance-emploi peuvent trouver du travail plus rapidement après une période pendant laquelle ils ont touché des prestations d’assurance-emploi.

D’après une étude Note de bas de page 80 d’évaluation, l’effet des rajustements automatiques du régime aux semaines d’admissibilité à des prestations régulières, combiné à la mesure temporaire de prolongement des prestations régulières d’assurance-emploi, a donné lieu à une augmentation de 2,1 semaines de la durée moyenne des demandes de prestations établies entre mars 2008 et septembre 2010. Une étude Note de bas de page 81 complémentaire fondée sur une approche géographique d’évaluation de l’incidence du projet pilote concernant le prolongement des prestations sur l’utilisation de l’assurance-emploi a déterminé que le nombre de semaines de prestations régulières d’assurance-emploi utilisées a augmenté de 2,7 semaines dans les régions pilotes dans le cas des demandes de prestations admissibles établies entre le 12 septembre 2010 et le 15 septembre 2012.

Une étude Note de bas de page 82 récente fondée sur les données de l’Enquête sur la dynamique du travail et du revenu (EDTR) s’est penchée sur l’incidence de la participation à une formation liée à l’emploi sur le nombre de prestations régulières d’assurance-emploi touchées et sur la durée du versement de prestations régulières, de 2002 à 2008 (alors que des données sur la participation à une formation était recueillie dans le cadre de l’EDTR). L’étude donne à penser que chez les hommes ayant participé à une formation liée à l’emploi au cours d’une année donnée, la probabilité de recevoir des prestations régulières d’assurance-emploi lors de l’année suivante était inférieure de 1,4 point de pourcentage à la probabilité moyenne prévue Note de bas de page 83 de 4,7 %. Chez les femmes ayant participé à une telle formation, la probabilité de recevoir des prestations régulières d’assurance-emploi était inférieure de 0,6 point de pourcentage à la probabilité moyenne prévue de 4,1 %. L’étude a également montré que les formations parrainées par l'employeur et les formations en milieu de travail liées à l’emploi réduisaient la probabilité de recevoir des prestations régulières d’assurance-emploi, tandis que les formations parrainées par les employés eux-mêmes ou les formations en salle de classe n’avaient aucune incidence. En ce qui a trait à la durée des prestations régulières d’assurance-emploi, l’étude indique que la formation liée à l’emploi n’a qu’un effet limité, ce qui réduit la durée du versement des prestations de 1,6 jour chez les hommes et de 0,9 jour chez les femmes.

2.4.1.1 Durée maximale et durée réelle des prestations régulières d’assurance-emploi, selon la province et le territoire, le sexe, l’âge et la catégorie de prestataires

En 2014-2015, la durée maximale moyenne des prestations régulières d’assurance-emploi pour chaque sexe, tous les groupes d’âge et la plupart des catégories de prestataires d’assurance-emploi se situait généralement près de la moyenne nationale de 31,4 semaines. Toutefois, la durée maximale moyenne des prestations régulières affichait une plus grande variation entre les provinces et les territoires (voir le tableau 29).

Les Provinces de l’Atlantique ont enregistré la durée maximale moyenne des prestations régulières la plus élevée (de 33,2 semaines à l’Île-du-Prince-Édouard à 38,2 semaines à Terre-Neuve-et-Labrador). La Colombie-Britannique et l’Alberta ont enregistré les plus faibles totaux, soit 29,7 semaines. Cet écart est attribuable aux différences dans les conditions économiques. Comme il a été mentionné au chapitre 1, les taux de chômage étaient plus élevés dans les provinces de l’Atlantique (variant entre 8,9 % et 12,2 %), alors que la Colombie-Britannique et l’Alberta affichaient deux des plus faibles taux, soit 6,0 % et 4,9 %, respectivement. De 2013-2014 à 2014-2015, il y a eu des changements mineurs à la durée maximale moyenne dans les provinces, allant de -0,9 semaine au Nouveau-Brunswick à +0,8 semaine à Terre-Neuve-et-Labrador.

Tableau 29 - Durée maximale moyenne et durée réelle moyenne des prestations régulières, selon la province ou le territoire, le sexe, le groupe d’âge et la catégorie de prestataires de l’assurance-emploi, Canada, de 2012-2013 à 2014-2015
Durée maximale moyenne des prestations régulières

(semaines)
Durée réelle moyenne des prestations régulières

(semaines)
2012-2013 2013-2014 2014-2015 Écart 2012-2013 2013-2014 2014-2015p Écart
Province ou territoire
Terre-Neuve-et-Labrador 39,2 37,4 38,2 0,8 26,1 25,6 25,3 -0,3
Île-du-Prince-Édouard 34,9 33,5 33,2 -0,3   22,7 23,3 0,6
Nouvelle-Écosse 35,5 34,0 34,4 0,4 23,9 23,1 23,5 0,4
Nouveau-Brunswick 37,0 36,5 35,6 -0,9 23,5 23,8 23,4 -0,4
Québec 31,1 31,0 30,7 -0,3 18,4 18,6 18,7 0,1
Ontario 32,3 31,5 30,9 -0,6 19,8 19,1 18,7 -0,4
Manitoba 29,9 29,6 30,0 0,4 17,6 17,5 18,0 0,5
Saskatchewan 32,9 32,4 33,0 0,6 18,1 17,9 18,6 0,7
Alberta 28,4 29,1 29,7 0,6 16,0 16,3 17,4 1,1
Colombie-Britannique 30,5 30,2 29,7 -0,5 18,8 18,6 18,8 0,2
Yukon 41,8 41,6 32,9 -8,7 24,0 24,0 22,5 -1,5
Territoires du Nord­Ouest 42,8 41,9 40,0 -1,9 26,2 25,9 25,7 -0,2
Nunavut 41,9 41,6 40,0 -1,6 28,2 29,2 29,3 0,1
Sexe
Hommes 32,7 32,3 32,0 -0,3 19,7 19,5 19,5 0,0
Femmes 31,4 30,8 30,5 -0,3 19,6 19,3 19,4 0,1
Âge
15 à 24 ans (jeunes) 31,2 30,7 30,5 -0,2 17,6 17,6 17,9 0,3
25 à 44 ans 32,4 31,9 31,6 -0,3 18,9 18,6 18,7 0,1
45 à 54 ans 32,7 32,3 32,0 -0,3 20,1 19,9 19,8 -0,1
55 ans et plus (travailleurs âgés) 31,6 31,1 30,8 -0,3 21,6 21,4 21,1 -0,3
Catégorie de prestataire de l’a.-e.1
Travailleurs de longue date 34,9 34,7 34,5 -0,2 18,3 17,9 17,5 -0,4
Prestataires occasionnels 31,4 31,1 30,9 -0,2 19,1 19,0 19,1 0,1
Prestataires fréquents 31,2 30,4 30,1 -0,3 22,2 22,0 22,0 0,0
Canada 32,2 31,7 31,4 -0,3 19,6 19,4 19,4 0,0
  • Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués.
  • 1 Les travailleurs de longue date sont des prestataires de l’assurance-emploi qui ont payé au moins 30 % de la cotisation annuelle maximale au régime d’assurance-emploi pendant au moins sept des dix dernières années et qui, au cours des cinq dernières années, ont touché 35 semaines ou moins des prestations régulières ou de pêcheur de l’a.-e. Les prestataires fréquents sont des prestataires de l’a.-e. qui ont présenté trois demandes ou plus de prestations régulières ou de pêcheurs de l’a.-e. et qui ont reçu des prestations pendant plus de 60 semaines au cours des cinq dernières années. Les prestataires occasionnels sont des personnes qui ne répondent pas à la définition de travailleurs et travailleuses de longue date ou de prestataires fréquents.
  • p Données préliminaires.
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi (a.-e.). Les données se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

En 2014-2015, la durée maximale moyenne des prestations régulières dans les territoires était de 32,9 semaines au Yukon et de 40,0 semaines dans les Territoires du Nord-Ouest et au Nunavut. De 2013-2014 à 2014-2015, les territoires ont enregistré des baisses de la durée maximale moyenne; le Yukon a connu la baisse la plus marquée (-8,7 semaines, ou -21,2 %), suivi des Territoires du Nord-Ouest (-1,9 semaine ou -4,5 %) et du Nunavut (-1,6 semaine ou -3,8 %).

La forte diminution de la durée maximale moyenne des prestations régulières dans les territoires peut être attribuée à l’amélioration dans la couverture des données utilisées, ce qui permettait la présentation d’une nouvelle méthodologie pour le calcul des taux de chômage qui représente mieux les conditions du marché du travail. Par le passé, le taux de chômage utilisé aux fins du régime d’assurance-emploi dans les territoires était fixé à 25,0 %. Depuis le 12 octobre 2014, le taux de chômage est tiré de l’Enquête sur la population active de Statistique Canada et tient compte des conditions actuelles du marché du travail. De plus, à compter de cette même date, les régions économiques de l’assurance-emploi des trois territoires, ainsi que de l’Île-du-Prince-Édouard, ont été redéfinies en divisant chacune des quatre régions en deux régions économiques de l’assurance-emploi, la première comprenant la région de la capitale et la deuxième, les autres régions à l’extérieur de la capitale. Le tableau 30 illustre les répercussions de ces changements, en mettant l’accent sur l’importance des modifications au taux de chômage et sur leur effet sur l’étendue de la durée maximale de la période d’admissibilité en 2014-2015.

Tableau 30 - Taux de chômage régional mensuel et étendue de la durée maximale des prestations régulières, selon la région économique de l’assurance-emploi, Île-du-Prince-Édouard et territoires, 2014-2015
Province ou territoire Région économique de l’assurance-emploi Taux de chômage régional mensuel1 Étendue de la durée maximale des prestations régulières
1er avril 2014

au

11 octobre 2014
12 octobre 2014

au

31 mars 2015
1er avril 2014

au

11 octobre 2014

(semaines)
12 octobre 2014

au

31 mars 2015

(semaines)
Minimum

(%)
Maximum

(%)
Minimum

(%)
Maximum

(%)
Île-du-Prince-Édouard Charlottetown2 9,8 12,0 8,0 8,6 20 à 45 17 à 42
Île-du-Prince-Édouard 9,8 12,0 11,5 12,7 20 à 45 23 à 45
Yukon Whitehorse2 25,0 25,0 4,1 5,8 32 à 45 14 à 36
Yukon3 25,0 25,0 7,3 9,8 32 à 45 17 à 44
Territoires du Nord-Ouest Yellowknife2 25,0 25,0 3,6 4,5 32 à 45 14 à 36
Territoires du Nord-Ouest3 25,0 25,0 13,1 14,2 32 à 45 26 à 45
Nunavut Iqaluit2 25,0 25,0 3,9 5,0 32 à 45 14 à 36
Nunavut3 25,0 25,0 16,8 18,2 32 à 45 32 à 45
  • Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués.
  • 1 Les taux de chômage utilisés pour le régime d’assurance-emploi sont une moyenne mobile des taux de chômage mensuels désaisonnalisés produits par Statistique Canada en vertu de l’article 17 du Règlement sur l’assurance-emploi.
  • 2 Du 1er avril 2014 au 11 octobre 2014, les régions économiques de l’assurance-emploi de Charlottetown, de Whitehorse, de Yellowknife, et d’Iqaluit n’existaient pas. Cependant, les taux de chômage courants (aux fins du régime d’assurance-emploi) pour ces régions étaient fondés sur ceux des anciennes régions économiques de l’assurance-emploi dont elles faisaient partie (p. ex. Île-du-Prince-Édouard, de 9,8 % à 12,0 %; Yukon, 25,0 %; Territoires du Nord-Ouest, 25,0 %; et Nunavut, 25,0 %).
  • 3 Aux fins du régime d’assurance-emploi, les taux de chômage des régions économiques de l’assurance-emploi du Yukon, des Territoires du Nord-Ouest et du Nunavut étaient fixés à 25 % jusqu’au 11 octobre 2014.
  • Sources : EDSC, Loi sur l’assurance-emploi, article 12 (pour les données sur la durée maximale); et EDSC, Enquête sur la population active (pour les données sur les taux de chômage régionaux mensuels de l’assurance-emploi).

La redéfinition des régions économiques de l’assurance-emploi mentionnées précédemment a eu davantage de répercussions sur les territoires, surtout au Yukon, que sur la seule province touchée par le changement, à savoir l’Île-du-Prince-Édouard. Par exemple, en 2014-2015, de la période entre le 1er avril 2014 et le 11 octobre 2014 à la période entre le 12 octobre 2014 et le 31 mars 2015, le taux de chômage mensuel dans la région économique de l’assurance-emploi du Yukon est passé de 25,0 % à 7,3 % à 9,8 %, soit une baisse de l’étendue de la durée maximale de la période d’admissibilité aux prestations régulières, passant de 32 à 45 semaines à 17 à 44 semaines (voir le tableau 30). Au cours de la même période, le taux de chômage mensuel à Whitehorse a chuté de 25,0 % Note de bas de page 84 à 4,1 % à 5,8 %, ce qui a donné lieu à une baisse de l’étendue de la durée maximale de la période d’admissibilité de 32 à 45 semaines à 14 à 36 semaines. L’effet des changements découlant de la nouvelle méthodologie de calcul des taux de chômage dans le territoire du Yukon (qui comprend les nouvelles régions économiques de l’assurance-emploi du Yukon et de Whitehorse), mise en œuvre le 12 octobre 2014, était la principale raison de la baisse de 8,7 semaines de la durée maximale moyenne.

En ce qui concerne les deux sexes, les hommes ont affiché des niveaux légèrement plus élevés de durée maximale moyenne des prestations régulières que les femmes. La durée maximale moyenne de prestations régulières était plus élevée, en moyenne, chez les prestataires âgés de 25 à 54 ans. Les travailleurs de longue date Note de bas de page 85 présentaient les niveaux les plus élevés de durée maximale des prestations régulières, comparativement aux prestataires occasionnels Note de bas de page 86 et fréquents Note de bas de page 87 .

En 2014-2015, le Nunavut (29,3 semaines), les Territoires du Nord-Ouest (25,7 semaines) et Terre-Neuve-et-Labrador (25,3 semaines) ont connu la plus longue durée réelle moyenne des prestations régulières, alors que l’Alberta (17,4 semaines) et le Manitoba (18,0 semaines) ont affiché la plus courte durée moyenne de l’ensemble des provinces et territoires. Entre 2013-2014 et 2014-2015, la baisse la plus marquée de la durée réelle moyenne des prestations régulières est survenue au Yukon (-1,5 semaine), tandis que la plus forte augmentation a été observée en Alberta (1,1 semaine) et en Saskatchewan (0,7).

Cette baisse au Yukon est attribuable aux changements apportés à la méthodologie pour le calcul des taux de chômage susmentionnés : la durée réelle moyenne pour le territoire était de 24,0 semaines en 2013-2014, avant de passer à 22,5 semaines en 2014-2015. De plus, l’importante augmentation en Alberta et en Saskatchewan correspondait au pic observé dans ces provinces relativement au nombre de nouvelles demandes de prestations régulières établies en 2014-2015. Comme il est décrit à la section 2.1, le nombre de demandes a grimpé de 25,9 % en Alberta et de 15,0 % en Saskatchewan, puisque les conditions économiques changeantes ont eu des répercussions sur l’industrie de l’extraction minière et de l’extraction de pétrole et de gaz. Par conséquent, ce n’est pas uniquement le nombre de prestataires recevant des prestations régulières qui a affiché une hausse dans ces deux provinces, mais également la période de temps au cours de laquelle les prestataires ont touché des prestations régulières.

En 2014-2015, la durée réelle des prestations régulières fut presque identique chez les hommes et les femmes, alors qu’elle était plus élevée chez les travailleurs plus âgés (55 ans et plus) et les prestataires fréquents.

2.4.1.2 Durée maximale et durée réelle des prestations régulières d’assurance-emploi, selon l’industrie et le groupe d’intervalle d’emploi

En 2014-2015, les prestataires de l’assurance-emploi qui recevaient des prestations régulières dans l’industrie de l’extraction minière et de l’extraction de pétrole et de gaz ont enregistré, en moyenne, la durée maximale la plus longue, soit 34,6 semaines, suivi de l’industrie de la fabrication (34,3 semaines); ces résultats sont similaires à ceux de l’année précédente (voir le tableau 31). Les niveaux plus élevés de durée maximale au sein de ces industries peuvent être attribués à la proportion plus importante de prestataires ayant accumulé 1 400 heures d’emploi assurable ou plus, de prestataires plus susceptibles de vivre dans des régions où les taux de chômage sont plus élevés (c.-à-d. 12,1 % ou plus), et de personnes travaillant, en moyenne, pendant un plus grand nombre d’heures, soit 41,0 et 37,1 heures par semaine, y compris les heures supplémentaires, respectivement (voir le graphique 19 du chapitre 1).

Tableau 31 - Durée maximale moyenne et durée réelle moyenne des prestations régulières1, selon l’industrie, Canada, 2012-2013 à 2014-2015
Industrie Durée maximale moyenne des prestations régulières (semaines) Durée réelle moyenne des prestations régulières (semaines)
2012-2013 2013-2014 2014-2015 Écart 2012-2013 2013-2014 2014-2015p Écart
Industries productrices de biens 33,1 32,6 32,3 -0,3 19,3 19,1 19,0 -0,1
Agriculture, foresterie, pêche et chasse 31,3 30,8 30,8 0,0 21,6 21,4 21,9 0,5
Exploitation minière et extraction de pétrole et de gaz 35,2 34,9 34,6 -0,3 20,3 20,4 19,7 -0,7
Services publics 34,4 33,4 31,7 -1,7 17,0 18,3 17,7 -0,6
Construction 32,3 31,7 31,3 -0,4 18,1 18,1 17,9 -0,2
Fabrication 34,7 34,5 34,3 -0,2 20,4 19,9 19,7 -0,2
Industries productrices de services 31,7 31,2 30,9 -0,3 19,8 19,5 19,5 0,0
Commerce de gros 34,3 34,0 33,7 -0,3 23,4 22,9 22,4 -0,5
Commerce de détail 32,7 32,4 32,2 -0,2 22,7 22,2 22,1 -0,1
Transport et entreposage 31,3 30,5 30,3 -0,2 19,3 18,7 19,1 0,4
Finance et assurances 34,9 34,3 34,2 -0,1 24,7 24,7 23,1 -1,6
Services immobiliers et services de location et de location à bail 32,3 32,3 31,8 -0,5 21,7 22,2 21,6 -0,6
Services professionnels, scientifiques et techniques 33,7 33,4 33,1 -0,3 21,3 21,3 20,8 -0,5
Services aux entreprises, services relatifs aux bâtiments et autres services de soutien2 31,7 31,0 30,8 -0,2 21,5 21,3 21,4 0,1
Services d'enseignement 29,4 28,6 28,2 -0,4 11,9 11,7 12,3 0,6
Soins de santé et assistance sociale 33,0 32,5 32,2 -0,3 21,5 21,3 21,3 0,0
Information, culture et loisirs3 30,5 29,6 29,2 -0,4 20,7 20,4 20,6 0,2
Hébergement et services de restauration 31,1 30,7 30,3 -0,4 22,4 22,2 22,3 0,1
Autres services (sauf l’administration publique) 32,6 32,0 31,7 -0,3 21,3 21,0 21,4 0,4
Administration publique 31,9 31,4 31,1 -0,3 19,9 20,5 20,6 0,1
Non classées 31,3 31,3 31,1 -0,2 22,1 21,5 21,3 -0,2
Canada 32,2 31,7 31,4 -0,3 19,6 19,4 19,4 0.0
  • Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués.
  • 1 Incluent les demandes à l’égard desquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières.
  • 2 Ce secteur comprend les industries sous le code 55 (gestion de sociétés et d’entreprises) et le code 56 (services administratifs, services de soutien, services de gestion des déchets et services d'assainissement) du Système de classification des industries de l'Amérique du Nord (SCIAN).
  • 3 Ce secteur comprend les industries sous le code 51 (industrie de l'information et industrie culturelle) et le code 71 (arts, spectacles et loisirs) du Système de classification des industries de l'Amérique du Nord (SCIAN).
  • P Données préliminaires
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi (a.-e.). Les données se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

En 2014-2015, la durée maximale moyenne de prestations régulières d’assurance-emploi a enregistré une légère baisse ou est demeurée stable pour toutes les industries, à l’exception de l’industrie des services publics qui a constaté une diminution de sa durée maximale de 1,7 semaine.

Toujours en 2014-2015, l’industrie de la finance et des assurances affichait les niveaux de durée réelle moyenne les plus élevés (23,1 semaines) tandis que l’industrie des services d’enseignement affichait les niveaux les plus faibles (12,3 semaines). Ces intervalles plus courts de la durée réelle moyenne dans l’industrie des services d’enseignement sont liés à une durée maximale plus courte (28,2 semaines en moyenne).

La plus importante variation en ce qui a trait aux niveaux de durée réelle moyenne en 2014-2015 a été observée au sein de l’industrie de la finance et des assurances (-1,6 semaine). Les autres industries n’ont enregistré que de faibles baisses ou hausses.

Les prestataires recevant des prestations régulières d’assurance-emploi cumulent diverses heures d’emploi assurable excédant la norme minimale, en vertu de la disposition sur la norme variable d’admissibilité (NVA), et peuvent être répartis en trois groupes : i) intervalle d’emploi court (de 0 à 70 heures excédant la norme minimale); ii) intervalle d’emploi moyen (de 71 à 910 heures excédant la norme minimale); et iii) intervalle d’emploi long (911 heures et plus excédant la norme minimale). Comme l’illustre le graphique 31, en 2014-2015, 44 % de tous les prestataires recevant des prestations régulières avaient des intervalles d’emploi longs, comparativement à 53 % qui avaient des intervalles d’emploi moyens. Uniquement 3 % des prestataires réguliers avaient des intervalles d’emploi courts, ce qui signifie qu’une petite proportion de prestataires sont tout juste admissibles aux prestations régulières.

Graphique 31 - Répartition des prestations régulières1, selon le groupe d'intervalle d'emploi, de 2007-2008 à 2014-­2015
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2007-2008 2008-2009 2009-2010 2010-2011 2011-2012 2012-2013 2013-2014 2014-2015
Total des prestations régulières d'a.-e. (en millions) 1,29 1,64 1,62 1,4 1,42 1,36 1,33 1,34
Longue période d'emploi (911 heures et plus excédant la norme minimale) 41 % 48 % 46 % 42 % 42 % 43 % 44 % 44 %
Période d'emploi moyenne (de 71 à 910 heures excédant la norme minimale) 55 % 49 % 51 % 55 % 54 % 54 % 53 % 53 %
Courte période d'emploi (de 0 à 70 heures excédant la norme minimale) 4 % 3 % 3 % 3 % 3 % 3 % 3 % 3 %
  • Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués.
  • 1 Incluent les demandes à l'égard desquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières.
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi. Les données se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Le graphique 31 donne une représentation visuelle de la proportion de prestataires réguliers qui, en moyenne, ont des niveaux de durée plus courts ou plus longs (c.-à-d. le groupe ayant un intervalle d’emploi court est associé à des niveaux de durée plus courts). Depuis 2007-2008, la part des demandes de prestations régulières d’assurance-emploi est demeurée relativement constante dans les trois groupes d’intervalle d’emploi, même si la proportion a légèrement augmenté dans le cas des prestataires du groupe d’intervalle d’emploi long en 2008-2009 et 2009-2010, au cours de la récession de 2008. Pendant la récession, un grand nombre de travailleurs qui détenaient un emploi permanent à temps plein ont perdu cet emploi, et plusieurs d’entre eux avaient accumulé des centaines d’heures d’emploi assurable excédant la norme minimale.

2.4.2 Proportion des semaines de prestations régulières utilisées Note de bas de page 88

La proportion moyenne de semaines de prestations régulières utilisées correspond au nombre de semaines de prestations régulières utilisées (soit la durée réelle) en proportion du nombre maximal de semaines de prestations régulières accessibles aux prestataires de l’assurance-emploi (à savoir la durée maximale). En 2013-2014, les prestataires ont utilisé en moyenne 63,5 % de leurs semaines de prestations régulières, ce qui représente une légère augmentation par rapport à 2012-2013 (63,1 %), et une hausse pour une quatrième année consécutive. Les prestataires réguliers ont régulièrement utilisé entre 58 % et 64 % de leurs semaines de prestations régulières depuis 2002-2003.

Comme lors des périodes précédentes, en 2013-2014, la proportion moyenne des semaines de prestations régulières utilisées était la plus élevée dans les provinces de l’Atlantique, variant entre 67,3 % au Nouveau-Brunswick et 71,4 % à l’Île-du-Prince-Édouard. Parmi les prestataires des différentes provinces, ceux de la Saskatchewan et de l’Alberta ont utilisé la proportion la plus faible de leurs semaines de prestations régulières (soit 57,9 % et 58,1 %, respectivement).

De tout temps, les femmes et les hommes ont utilisé une proportion similaire de leurs semaines de prestations régulières. Tel était également le cas pour les demandes de prestations établies en 2013-2014, car les hommes utilisaient une moyenne de 63,4 % de leurs semaines de prestations régulières, tandis que les femmes en utilisaient 63,7 % en moyenne.

Les travailleurs plus âgés (55 ans et plus) ont tendance à utiliser davantage leurs semaines de prestations régulières par rapport aux travailleurs plus jeunes. Cette situation est attribuable au fait que, comme il est mentionné au chapitre 1, les travailleurs âgés demeurent généralement au chômage plus longtemps que les personnes plus jeunes. En 2013-2014, les travailleurs âgés ont utilisé, en moyenne, 70,8 % de leurs semaines de prestations régulières, par rapport à 59,9 % chez ceux âgés de 15 à 24 ans, à 60,7 % chez ceux âgés de 25 à 44 ans et à 63,6 % chez ceux âgés de 45 à 54 ans.

Le motif de la cessation d’emploi d’une personne qui reçoit des prestations régulières d’assurance-emploi peut également avoir une incidence sur la proportion de ses semaines de prestations régulières utilisées. Environ 85 % des demandes de prestations régulières ont été établies parce qu’une mise en disponibilité justifie la cessation d’emploi. En 2013-2014, les prestataires de l’assurance-emploi qui recevaient des prestations régulières Note de bas de page 89 pour ce motif ont utilisé en moyenne 67,8 % de leurs semaines d’admissibilité à des prestations, comparativement à 77,3 % et à 81,6 % pour les prestataires qui recevaient des prestations régulières pour des congédiements et des départs volontaires, respectivement. Un motif de cessation d’emploi qui entraîne une proportion plus faible de semaines de prestations régulières utilisées (p. ex. une mise en disponibilité) peut indiquer un réemploi plus rapide.

Une analyse de la proportion des semaines de prestations régulières utilisées indique également qu’un plus grand nombre d’heures d’emploi assurable est lié à l’utilisation d’une proportion moindre de prestations régulières. En 2013-2014, les prestataires ayant plus d’heures d’emploi assurable (1 820 heures ou plus) ont utilisé 52,0 % de leurs semaines de prestations régulières, comparativement à 85,5 % dans le cas des prestataires ayant moins d’heures (804 heures ou moins), comme l’illustre le tableau 32.

De plus, des taux de chômage plus élevés sont également liés à une proportion plus élevée de semaines de prestations régulières utilisées, même si la corrélation entre ces éléments est plus faible que pour le nombre d’heures d’emploi assurable, et les résultats ne peuvent s’appliquer à tous les groupes d’heures d’emploi assurable. En 2013-2014, les prestataires dans les régions à taux de chômage plus bas (8,0 % et moins) ont utilisé 62,5 % de leurs semaines de prestations régulières, comparativement aux prestataires des régions où le taux de chômage est plus élevé (12,1 % et plus), qui ont utilisé 67,7 % de leurs semaines de prestations.

Tableau 32 - Proportion de semaines de prestations régulières utilisées1, selon les heures d’emploi assurable et le taux de chômage régional, Canada, 2013-2014
Heures d’emploi assurable Taux de chômage régional2
8, 0 % et moins 8,1 % à 12,0 % 12,1 % et plus Moyenne
804 heures et moins 83,7 % 85,2 % 87,5 % 85,5 %
805 à 1 819 heures 64,7 % 64,4 % 65,4 % 64,7 %
1 820 heures et plus 53,4 % 51,1 % 47,8 % 52,0 %
Canada 62,5 % 63,4 % 67,7 % 63,5 %
  • 1 Incluent les demandes à l’égard desquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières.
  • 2 Les taux de chômage utilisés pour le régime d’assurance-emploi sont une moyenne mobile des taux de chômage mensuels désaisonnalisés produits par Statistique Canada en vertu de l’article 17 du Règlement sur l’assurance-emploi.
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi (a.-e.). Les données se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

Les régimes de travail précédents exercent une influence sur le nombre d’heures d’emploi assurable accumulées et la proportion de semaines de prestations régulières utilisées. En 2013-2014, les travailleurs de longue date Note de bas de page 90 ont utilisé 52,5 % de leurs semaines de prestations régulières, comparativement à 63,0 % pour les prestataires occasionnels Note de bas de page 91 et à 72,5 % pour les prestataires fréquents Note de bas de page 92 , comme l’illustre le graphique 32.

En résumé, les travailleurs de longue date ont habituellement plus de semaines d’admissibilité aux prestations régulières, reçoivent moins de semaines de prestations et utilisent donc une proportion moindre de leurs semaines de prestations. La situation est inversée chez les prestataires fréquents qui ont moins de semaines d’admissibilité, qui reçoivent plus de semaines de prestations régulières et qui utilisent donc une proportion plus importante de leurs semaines de prestations.

Graphique 32 - Proportion des semaines de prestations régulières utilisées, selon la catégorie de prestataires1 de l'assurance-emploi, Canada, de 2007-2008 à 2013-2014
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2007-2008 2008-2009 2009-2010 2010-2011 2011-2012 2012-2013 2013-2014
Tous les prestataires 60,6 % 59,7 % 58,1 % 62,1 % 62,2 % 63,1 % 63,5 %
Prestataires occasionnels 61,3 % 61,8 % 60,4 % 62,1 % 62,9 % 62,7 % 63,0 %
Prestataires fréquents 71,9 % 71,0 % 69,2 % 71,4 % 71,9 % 73,9 % 75,2 %
Travailleurs de longue date 49,9 % 50,0 % 47,7 % 53,8 % 52,6 % 53,3 % 52,5 %
  • 1 Les travailleurs de longue date sont des prestataires de l’assurance-emploi qui ont versé au moins 30 % de la cotisation annuelle maximale au régime d’assurance-emploi pendant au moins sept des dix dernières années et qui, au cours des cinq dernières années, ont touché des prestations régulières ou des prestations de pêcheur pendant un maximum de 35 semaines. Les prestataires fréquents sont des prestataires de l’assurance-emploi qui, au cours des cinq dernières années, ont présenté au moins trois demandes de prestations régulières ou de prestations de pêcheur et qui ont touché des prestations pendant plus de 60 semaines. Les prestataires occasionnels sont des personnes qui ne répondent pas aux critères des travailleurs de longue date ni à ceux des prestataires fréquents.
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi. Les données se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

2.5 Épuisement des prestations régulières d’assurance-emploi Note de bas de page 93

Le contrôle des prestataires ayant épuisé leurs prestations vise à déterminer si le régime d’assurance-emploi offre un soutien du revenu temporaire adéquat à ceux qui cherchent un emploi convenable. Jusqu’à 2012, l’analyse concernant l’épuisement des prestations régulières, présentée dans le Rapport de contrôle et d’évaluation de l’assurance-emploi, était fondée sur les prestataires qui avaient utilisé toutes les semaines de prestations régulières auxquelles ils avaient droit.

Depuis le Rapport de contrôle et d’évaluation de l’assurance-emploi 2012-2013, la portée de l’analyse de l’épuisement des prestations régulières a été étendue afin de tenir compte également des demandes pour lesquelles la période de prestations se termine avant que toutes les semaines d’admissibilité aux prestations régulières soient versées Note de bas de page 94 . Par conséquent, deux groupes distincts de prestataires ayant épuisé leurs prestations sont maintenant examinés minutieusement : les demandes pour lesquelles toutes les semaines de prestations régulières admissibles sont versées (admissibilité des prestataires ayant épuisé leurs prestations) et les demandes qui ont atteint la dernière semaine de la période de prestations avant que toutes les prestations régulières admissibles aient été versées (période de prestations des prestataires ayant épuisé leurs prestations).

L’analyse de l’épuisement des prestations régulières tient également compte des demandeurs de prestations régulières qui sont à nouveau admissibles pour une nouvelle demande de prestations d’assurance-emploi dans les quatre semaines suivant l’épuisement de leur demande de prestations antérieure. Ces prestataires connaissent une interruption relativement courte des prestations d’assurance-emploi, voire aucune. Les renseignements concernant ces prestataires sont présentés sous forme de taux de réadmissibilité des prestataires ayant épuisé leurs prestations.

On trouve par ailleurs une analyse de la proportion de prestataires qui ont épuisé leur période de prestations et qui sont à nouveau admissibles pour une nouvelle demande de prestations d’assurance-emploi dans les quatre semaines après avoir atteint la dernière semaine de la période de prestations (habituellement 52 semaines) avant que toutes les prestations aient été versées. Les renseignements concernant ces prestataires sont présentés sous forme de taux de réadmissibilité des prestataires ayant épuisé leur période de prestations.

L’analyse des prestataires ayant épuisé leurs prestations est fondée sur les demandes de prestations régulières ayant pris fin en 2014-2015, ce qui favorise une analyse en temps plus opportun et la production de rapports sur les taux d’épuisement. Dans les rapports antérieurs à celui de 2012-2013, l’analyse des prestataires ayant épuisé leurs prestations était fondée sur les demandes qui avaient été établies au cours d’une année précise, et afin d’utiliser des données plus complètes, les résultats ont été déclarés plus tard par rapport à la période de référence.

2.5.1 Épuisement des prestations régulières d’assurance-emploi

De toutes les demandes de prestations régulières ayant pris fin en 2014-2015, environ le tiers (34,7 % ou 461 000) des prestataires ont épuisé les prestations régulières auxquelles ils avaient droit. Cela représente une légère hausse de 0,4 point de pourcentage par rapport à 2013-2014 (34,3 %), et une augmentation de 7,9 points de pourcentage par rapport à 2010-2011 (26,8 %). Le plus faible taux d’épuisement des demandes ayant pris fin en 2010-2011 est attribuable à deux facteurs : une période d’admissibilité plus longue découlant de rajustements automatiques des niveaux d’admissibilité, liée à des taux de chômage plus élevés durant la récession et la reprise qui a suivi; et les mesures temporaires en matière d’assurance-emploi qui avaient augmenté les prestations régulières introduites dans le cadre du Plan d’action économique Note de bas de page 95 .

Comme il est représenté dans le graphique 33, le nombre de prestataires réguliers qui ont épuisé les prestations auxquelles ils avaient droit est demeuré relativement stable au cours des quatre dernières années, variant entre 458 000 et 463 000, de 2011-2012 à 2014-2015.

Des prestataires ayant épuisé leurs prestations régulières d’assurance-emploi en 2014-2015, 9,1 % ont été capables de faire établir une demande subséquente dans les quatre semaines qui ont suivi. Cette proportion a augmenté chaque année depuis 2009-2010 alors qu’il y avait 5,2 % des prestataires ayant épuisé leurs prestations qui étaient admissibles à présenter une nouvelle demande. Si on enlève de l’équation les personnes admissibles à nouveau, alors la proportion de prestataires réguliers qui ont épuisé leurs prestations et qui n’ont pas été en mesure de faire établir une nouvelle demande diminue à 31,5 % (ce qui est désigné comme un taux d’épuisement des prestations rajusté), ce qui est moins que les 34,7 % susmentionnés pour ce qui est du nombre absolu de prestataires ayant épuisé leurs prestations. La plupart des analyses qui s’en suivent sont fondées sur le nombre absolu de prestataires ayant épuisé leurs prestations.

Graphique 33 - Taux d'épuisement et prestataires ayant épuisé leurs prestations d'assurance-emploi régulières, Canada, 2009-2010 à 2014-2015
la description suit immédiatement après
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2009-2010 2010-2011 2011-2012 2012-2013 2013-2014 2014-2015
Prestataires ayant épuiseé leur prestation d'assurance-emploi régulières (en milliers) 498 421 463 458 462 461
Prestataires qui ont épuiseé leur période de prestations (en milliers) 297 409 381 343 316 313
Taux d'épuisement des prestations 30,5 % 26,8 % 32,9 % 32,6 % 34,3 % 34,7 %
Taux d'épuisement de la période de prestations 18,1 % 25,3 % 27,0 % 24,1 % 23,3 % 23,6 %
  • Remarque : Les parties ombrées correspondent aux périodes de récession pour l'économie du Canada.
  • Source : EDSC, données administratives de l'assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.
2.5.1.1 Épuisement des prestations, selon les groupes démographiques

Alors que le taux d’épuisement des prestations à l’échelle nationale est demeuré stable de 2013-2014 à 2014-2015, de modestes variations ont été observées parmi les provinces et territoires ainsi que les différents groupes démographiques.

Le Nunavut affiche le plus haut taux d’épuisement des prestations (42,2 %), tandis que la Saskatchewan affiche le taux le plus bas (28,3 %). Le tableau 33 montre les taux d’épuisement des prestations selon divers groupes démographiques pour 2014-2015. Terre-Neuve-et-Labrador affiche le taux de réadmissibilité le plus élevé, à 24,3 %, tandis que le Nunavut affiche le plus faible taux (2,1 %).

Les taux d’épuisement des prestations sont plus élevés chez les femmes que chez les hommes, puisque les femmes accumulent, en moyenne, moins d’heures d’emploi assurable et, par conséquent, sont admissibles à un nombre inférieur de semaines de prestations régulières. Les prestataires âgés de 55 ans et plus tendent à avoir un taux d’épuisement des prestations plus élevé, ce qui est possiblement attribuable aux défis auxquels ils font face au moment de chercher un nouvel emploi à la suite de la perte d’un emploi.

La probabilité d’épuisement des prestations varie selon les différentes catégories de prestataires d’assurance-emploi. Par exemple, les prestataires fréquents ont eu un taux d’épuisement de 38,7 % en 2014-2015, une légère augmentation par rapport à 2013-2014 (37,3 %). De plus, un peu plus d’un cinquième de ces prestataires a pu être admissible à présenter une nouvelle demande d’assurance-emploi. À titre de comparaison, les taux d’épuisement des prestations étaient de 35,7 % pour les prestataires occasionnels et de 27,1 % pour les travailleurs de longue date, alors que les taux de réadmissibilité étaient de 5,6 % et de 3,0 % respectivement.

Tableau 33 - Taux d’épuisement des demandes d’assurance-emploi régulières ayant pris fin, selon le groupe démographique, Canada, 2012-2013 à 2014-2015
Taux d’épuisement des prestations

(%)

Taux d’épuisement de la période de prestations

(%)

2012-2013 2013-2014 2014-2015 2012-2013 2013-2014 2014-2015
Province et territoire
Terre-Neuve-et-Labrador 26,9 % 33,2 % 37,7 % 43,4 % 39,4 % 34,5 %
Île-du-Prince-Édouard 34,7 % 45,1 % 40,1 % 31,7 % 28,0 % 27,6 %
Nouvelle-Écosse 32,9 % 39,5 % 38,3 % 30,2 % 28,0 % 25,7 %
Nouveau-Brunswick 26,5 % 29,5 % 30,5 % 41,0 % 37,8 % 39,5 %
Québec 30,7 % 33,2 % 33,8 % 27,8 % 25,8 % 26,7 %
Ontario 35,2 % 35,2 % 35,6 % 17,9 % 18,9 % 18,0 %
Manitoba 32,1 % 31,4 % 33,3 % 17,5 % 19,4 % 22,2 %
Saskatchewan 26,9 % 26,7 % 28,3 % 19,0 % 21,2 % 23,7 %
Alberta 33,2 % 31,4 % 29,3 % 13,2 % 14,2 % 15,8 %
Colombie-Britannique 37,4 % 38,3 % 37,4 % 18,3 % 18,1 % 20,8 %
Yukon 15,0 % 17,4 % 35,1 % 31,1 % 25,0 % 24,8 %
Territoires du Nord-Ouest 34,3 % 27,3 % 30,2 % 29,7 % 29,0 % 24,0 %
Nunavut 35,6 % 39,2 % 42,2 % 25,8 % 21,1 % 14,0 %
Sexe
Hommes 30,4 % 32,7 % 33,2 % 26,1 % 25,2 % 24,9 %
Femmes 35,9 % 36,7 % 36,9 % 21,1 % 20,5 % 21,4 %
Âge
24 ans et moins (jeunes) 31,4 % 32,5 % 32,1 % 19,0 % 18,0 % 18,5 %
25 à 44 ans 30,9 % 32,2 % 32,1 % 21,6 % 21,1 % 21,2 %
45  à 54 ans 31,3 % 32,7 % 33,7 % 27,6 % 26,8 % 27,1 %
55 ans et plus (travailleurs âgés) 38,7 % 41,2 % 42,0 % 28,0 % 26,5 % 26,6 %
Catégorie de prestataires d’assurance-emploi1
Travailleurs de longue date 27,4 % 28,1 % 27,1 % 19,7 % 20,4 % 21,6 %
Prestataires occasionnels 35,4 % 35,4 % 35,7 % 19,6 % 19,6 % 19,9 %
Prestataires fréquents 31,8 % 37,3 % 38,7 % 39,5 % 34,5 % 34,2 %
Saisonnalité            
Prestataires saisonniers réguliers2 22,0 % 25,8 % 26,8 % 37,2 % 36,1 % 36,2 %
Prestataires non saisonniers 37,1 % 38,1 % 38,3 % 18,7 % 17,6 % 18,2 %
Canada 32,6 % 34,3 % 34,7 % 24,1 % 23,3 % 23,6 %
  • 1 Les travailleurs de longue date sont des prestataires de l’assurance-emploi qui ont versé au moins 30 % du maximum des cotisations annuelles de l’assurance-emploi pendant sept des dix dernières années et qui, au cours des cinq dernières années, ont touché des prestations régulières ou des prestations de pêcheur de l’assurance-emploi pendant un maximum de 35 semaines. Les prestataires fréquents sont des prestataires de l’assurance-emploi qui, au cours des cinq dernières années, ont présenté au moins trois demandes de prestations régulières ou de prestations de pêcheur de l’assurance-emploi et qui ont touché des prestations pendant plus de 60 semaines. Les prestataires occasionnels sont les prestataires de l’assurance-emploi qui ne répondent pas aux conditions d’un travailleur de longue date ni à celles d’un prestataire fréquent.
  • 2 Les demandes saisonnières de prestations régulières sont les demandes, pour lesquelles au moins 1 $ des prestations régulières a été versé, des prestataires ayant établi au moins trois demandes de prestations régulières ou de pêcheur au cours des cinq dernières années, dont deux doivent avoir été établies au même moment de l’année que leur demande en cours. Cette période correspond aux huit semaines antérieures et aux huit semaines ultérieures au début de la demande en cours, pour un total de 17 semaines.
  • Source : EDSC, données administratives de l’assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l’assurance-emploi.
2.5.1.2 Épuisement des prestations, selon la norme variable d’admissibilité

Les taux d’épuisement des prestations ont une corrélation négative avec le nombre de semaines de prestations régulières auxquelles les prestataires ont droit, qui est fonction à la fois du nombre d’heures d’emploi assurable accumulées et du taux de chômage à l’échelle régionale Note de bas de page 96 .

Comme le montre le tableau 34, en 2014-2015, les taux d’épuisement des prestations ont diminué considérablement alors que le nombre d’heures d’emploi assurable a augmenté, sauf chez les prestataires ayant accumulé 1 800 heures ou plus. Par exemple, 67,6 % des prestataires réguliers ayant de 420 à 769 heures ont épuisé leurs prestations, comparativement à 21,9 % chez les prestataires réguliers qui avaient de 1 470 à 1 819 heures. Le taux d’épuisement des prestations chez les prestataires réguliers ayant plus de 1 820 heures était légèrement plus élevé à 25,2 %, probablement parce que ceux qui ont plus de 1 820 heures vivent un choc plus important à la suite de la perte d’un emploi. Ces prestataires peuvent être des travailleurs de longue date qui éprouvent des difficultés plus importantes en matière de recherche d’un nouvel emploi.

Le tableau 34 montre également que les taux d’épuisement des prestations varient selon le taux de chômage, avec des taux allant de 25,1 % dans les régions où le taux de chômage est de 16,1 % et plus, à 36,3 % dans les régions où le taux de chômage varie de 8,1 % à 10 %.

Les taux d’épuisement tendent à être bas lorsque les taux de chômage et le nombre d’heures d’emploi assurable sont élevés. Dans ces circonstances, la durée maximale des prestations régulières, en semaines, des prestataires réguliers est plus élevée. Par exemple, seulement 12,1 % des prestataires réguliers ont épuisé leurs semaines de prestations, s’ils résidaient dans des régions où les taux de chômage étaient de 16,1 % ou plus, et ont accumulé de 1 470 à 1 819 heures d’emploi assurable. À titre de comparaison, 71,8 % des prestataires réguliers ont épuisé leurs semaines de prestations, s’ils résidaient dans des régions où les taux de chômage étaient de 8,1 % à 10 %, et ont accumulé de 420 à 769 heures d’emploi assurable.

Tableau 34 - Taux d’épuisement des prestations régulières, selon le nombre d’heures d’emploi assurable et le taux de chômage régional, Canada, 2014-2015
Nombre d’heures d’emploi assurable Taux de chômage régional1
0,1 %

à

8,0 %
8,1 %

à

10,0 %
10,1 %

à

12,0 %
12,1 %

à

16,0 %
16,1 %

ou plus
Moyenne
420 à 769 heures 63,0 % 71,8 % 68,3 % 68,6 % 51,7 % 67,6 %
770 à 1 119 heures 54,2 % 56,4 % 51,8 % 34,9 % 25,8 % 51,9 %
1 120 à 1 469 heures 31,1 % 30,3 % 25,9 % 18,9 % 15,8 % 29,3 %
1 470 à 1 819 heures 23,4 % 22,3 % 14,5 % 14,7 % 12,1 % 21,9 %
1 820 heures et plus 27,1 % 25,8 % 16,0 % 14,8 % 15,4 % 25,2 %
Canada 34,0 % 36,3 % 34,1 % 34,9 % 25,1 % 34,7 %
  • 1 Les taux de chômage utilisés pour le régime d’assurance-emploi correspondent à une moyenne mobile des taux de chômage mensuels désaisonnalisés produits par Statistique Canada, conformément à l’article 17 du Règlement sur l’assurance-emploi.
  • Source : EDSC, données administratives de l’assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l’assurance-emploi.
2.5.1.3 Taux d’épuisement des prestations et taux de réadmissibilité

Le taux de réadmissibilité des prestataires ayant épuisé leurs prestations fait référence aux prestataires réguliers qui ont épuisé leurs prestations d’assurance-emploi, mais qui sont capables de faire établir une nouvelle demande de prestations d’assurance-emploi dans les quatre semaines suivant l’épuisement. De la même manière que les taux d’épuisement des prestations, les taux de réadmissibilité varient de manière importante selon la participation à la population active d’un prestataire (heures d’emploi assurable) et le taux de chômage régional. Comme le montre le tableau 35, le taux de réadmissibilité des prestataires ayant épuisé leurs prestations et ayant accumulé de 420 à 769 heures d’emploi assurable était de 15 % en 2014-2015, comparativement à 3,2 % ou moins pour les prestataires qui ont fait établir leur demande avec 1 470 heures d’emploi assurable ou plus. De la même façon, 24,6 % des prestataires ayant épuisé leurs prestations dans des régions où le taux de chômage variait de 12,1 % à 16 % ont fait établir une demande ultérieure dans les quatre semaines suivant l’épuisement, par rapport à environ 6 % des prestataires ayant épuisé leurs prestations dans des régions où le taux de chômage était de 8 % ou moins.

Tableau 35 - Taux de réadmissibilité pour les prestataires ayant épuisé leurs prestations, selon le nombre d’heures d’emploi assurable et le taux de chômage régional, Canada, 2014-2015
Nombre d’heures d’emploi assurable Taux de chômage régional1 
0,1 %

à

8,0 %
8,1 %

à

10,0 %
10,1 %

à

12,0 %
12,1 %

à

16,0 %
16,1 %

ou plus
Moyenne
420 à 769 heures 7,0 % 8,3 % 15,9 % 26,0 % 24,6 % 15,0 %
770 à 1 119 heures 8,4 % 11,1 % 19,8 % 35,7 % 14,4 % 12,3 %
1 120 à 1 469 heures 9,9 % 10,5 % 19,3 % 14,2 % 10,3 % 11,0 %
1 470 à 1 819 heures 3,0 % 2,9 % 4,4 % 6,1 % 4,6 % 3,2 %
1 820 heures et plus 0,5 % 0,5 % 1,4 % 0,8 % 1,3 % 0,6 %
Canada 6,0 % 7,4 % 15,7 % 24,6 % 16,2 % 9,1 %
  • 1 Les taux de chômage utilisés pour le régime d’assurance-emploi correspondent à une moyenne mobile des taux de chômage mensuels désaisonnalisés produits par Statistique Canada, conformément à l’article 17 du Règlement sur l’assurance-emploi.
  • Source : EDSC, données administratives de l’assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l’assurance-emploi.
2.5.1.4 Épuisement des prestations régulières d’assurance-emploi – 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. Cela est également le cas pour les demandes ayant pris fin en 2014-2015, puisque l’épuisement des prestations était de 26,8 % pour les prestataires saisonniers et de 38,3 % pour les prestataires non saisonniers (voir le tableau 33).

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, et sont ainsi 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 désignés comme des prestataires saisonniers ayant connu une période creuse. Ils sont susceptibles de vivre une période, pendant laquelle ils ne toucheront aucune rémunération d’emploi ni prestation d’assurance-emploi si leur emploi saisonnier n’a pas recommencé au moment où ils auront épuisé leurs prestations d’assurance-emploi.

On dénombrait 16 080 prestataires saisonniers ayant connu une période creuse parmi les personnes dont la période de prestations a pris fin en 2014-2015, ce qui représente un peu plus de 1 % de tous les prestataires réguliers dont la période de prestations s’est terminée en 2014-2015. Les prestataires saisonniers ayant connu une période creuse et dont la période de prestation a pris fin en 2014-2015 comptaient en moyenne 18,9 semaines de travail et 26,6 semaines de prestations d’assurance-emploi, y compris le délai de carence. Cela a donné lieu à un écart moyen de 6,5 semaines sans revenu. Pour plus de la moitié (56,2 %) des prestataires saisonniers confrontés à une période creuse, celle-ci a été de moins de 6 semaines, pour 26,7 %, la période sans revenu a duré de 6 à 11 semaines, et pour 17,1 %, pendant 12 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 où le taux de chômage est élevé, 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. Les provinces de l’Atlantique étaient surreprésentées en ce qui a trait aux prestataires saisonniers ayant connu une période creuse (27 %) alors que ces prestataires n’ont représenté que 15 % de toutes les demandes de prestations régulières ayant pris fin au cours de 2014-2015. Pendant la même période, l’Ontario comptait 21 % de prestataires saisonniers ayant connu une période creuse, mais était sous-représenté, car la province comptait pour 30 % des demandes de prestations régulières au Canada.

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

Comme il a été mentionné précédemment, la période de prestations des prestataires ayant épuisé leurs prestations fait référence aux demandes de prestations régulières qui atteignent la dernière semaine de la période de prestations avant que toutes les prestations régulières admissibles soient versées. Parmi toutes les demandes de prestations régulières qui ont pris fin en 2014-2015, 23,6 % (ou 313 000) des prestataires épuisèrent leur période de prestations avant de recevoir toutes les semaines de prestations régulières auxquelles ils avaient droit. Cela représente une légère augmentation de 23,3 % par rapport à 2013-2014.

Les taux d’épuisement de la période de prestations sont influencés 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 section 2.5.4.

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

Parmi les provinces et territoires, le taux d’épuisement de la période de prestation fluctuait en 2014-2015. Les augmentations les plus importantes sont survenues au Manitoba (+2,8 points de pourcentage) et en Colombie Britannique (+2,7 points de pourcentage), alors que le Nunavut (-5,1 points de pourcentage) et les Territoires-de-Nord-Ouest (-5,0 points de pourcentage) ont subies les diminutions les plus importantes, comme le montre le tableau 33 de la section 2.5.1.1. Les fluctuations dans les groupes d’âge et par sexe du taux d’épuisement de la période de prestation étaient modestes. Le Nouveau-Brunswick a enregistré le plus haut taux d’épuisement de la période de prestations (39,5 %), et le Nunavut, le plus faible (14,0 %).

Les hommes ont davantage tendance à épuiser leur période de prestations que les femmes, puisqu’ils ont généralement droit à plus de semaines de prestations régulières et qu’ils sont plus 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 un plus haut taux d’épuisement de la période de prestations que les prestataires plus jeunes. Depuis 2010-2011, le taux d’épuisement de la période de prestations chez les prestataires âgés de moins de 45 ans a diminué de façon plus importante que chez les prestataires moins âgés.

Comme le montre le tableau 33, la probabilité d’épuiser la période de prestations avant le versement intégral des prestations varie considérablement entre les différentes catégories de prestataires d’assurance-emploi. Dans le cas des demandes ayant pris fin au cours de l’exercice 2014-2015, 21,6 % des travailleurs de longue date et 19,9 % des travailleurs occasionnels ont épuisé leur période de prestations, alors que 34,2 % des prestataires fréquents ont épuisé leur période de prestations, desquels environ six sur sept ont été admissibles à présenter une nouvelle demande. Même si la durée moyenne des prestations régulières est plus courte pour les prestataires saisonniers que pour les prestataires non saisonniers, 36,2 % des prestataires saisonniers ont épuisé leur période de prestations en 2014-2015, comparativement à 18,2 % pour les prestataires non saisonniers. Le taux d’épuisement de la période de prestations chez les prestataires saisonniers a légèrement diminué après avoir atteint un sommet de 38,8 % en 2011-2012, mais demeure plus élevé qu’en 2009-2010, alors qu’il se situait à 25,4 %.

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

Comme le montre le tableau 36, les taux d’épuisement de la période de prestations sont passablement liés au nombre d’heures d’emploi assurable utilisées pour établir la demande de prestations. Les prestataires qui ont accumulé de 420 à 769 heures en 2014-2015 ont connu un taux d’épuisement de la période de prestations de 11,4 %, comparativement à environ 28 % à 29 % des prestataires qui avaient accumulé entre 1 120 et 1 819 heures. Toutefois, il a diminué à 22,6 % pour les prestataires qui comptaient plus de 1 820 heures. Ces tendances sont semblables à celles de l’année dernière.

Les taux d’épuisement de la période de prestations sont en corrélation positive avec le taux de chômage. Ces taux variaient de façon plus significative en fonction du taux de chômage que du nombre d’heures d’emploi assurable en 2014-2015, puisque les prestataires dans les régions où le taux de chômage était de 8 % ou moins affichaient un taux d’épuisement de leur période de prestations de 19,4 %. En comparaison, les prestataires dans les régions où le taux de chômage était de 16,1 % ou plus ont connu des taux moyens d’épuisement de la période de prestations plus de deux fois plus élevés (42,4 %).

Tableau 36 - Taux d’épuisement de la période de prestations, selon le nombre d’heures d’emploi assurable et le taux de chômage régional, Canada, 2014-2015
Nombre d’heures d’emploi assurable Taux de chômage régional1
0,1 %

à

8,0 %
8,1 %

à

10,0 %
10,1 %

à

12,0 %
12,1 %

à

16,0 %
16,1 %

ou plus
Moyenne
420 à 769 heures 9,4 % 8,7 % 7,6 % 12,6 % 23,3 % 11,4 %
770 à 1 119 heures 13,0 % 15,3 % 21,5 % 38,0 % 49,4 % 19,4 %
1 120 à 1 469 heures 23,7 % 27,7 % 36,4 % 48,3 % 51,3 % 28,9 %
1 470 à 1 819 heures 23,6 % 26,6 % 39,4 % 51,4 % 46,7 % 27,9 %
1 820 heures et plus 18,2 % 21,3 % 37,1 % 40,9 % 39,0 % 22,6 %
Canada 19,4 % 21,8 % 29,4 % 35,2 % 42,4 % 23,6 %
  • 1 Les taux de chômage utilisés pour le régime d’assurance-emploi correspondent à une moyenne mobile des taux de chômage mensuels désaisonnalisés produits par Statistique Canada, conformément à l’article 17 du Règlement sur l’assurance-emploi.
  • Source : EDSC, données administratives de l’assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l’assurance-emploi.

Les taux supérieurs d’épuisement de la période de prestations dans les régions où le taux de chômage était élevé s’expliquent par un plus grand recours aux prestations d’assurance-emploi et par le fait qu’une plus grande proportion de prestataires vivant dans ces régions ont travaillé pendant leur période de prestations. Alors qu’environ 51 % de tous les prestataires réguliers ont travaillé pendant leur période de prestations, cette proportion est beaucoup plus élevée (60 %) dans le cas des prestataires vivant dans des régions où le taux de chômage s’élève à 10,1 % ou plus. Comme il a été énoncé à la section 2.3.1, les prestataires qui travaillent pendant leur période de prestations et qui gagnent un revenu suffisant peuvent reporter à plus tard leurs semaines de prestations d’assurance-emploi au cours de la même période de prestations.

2.5.2.3 Épuisement de la période de prestations et taux de réadmissibilité

Comparativement aux prestataires qui avaient épuisé leurs prestations et dont le taux de réadmissibilité Note de bas de page 97 était de 9,1 % en 2014-2015, les prestataires qui ont épuisé leur période de prestations affichaient un taux de réadmissibilité moyen Note de bas de page 98 de 70,5 %, comme le montre le tableau 37. Le taux de réadmissibilité a continué à augmenter depuis 2010-2011 alors qu’il se situait à 58,2 %. Les taux de réadmissibilité varient selon les groupes démographiques, alors que 85,2 % des prestataires fréquents ayant épuisé leur période de prestations ont présenté une nouvelle demande d’assurance-emploi, comparativement à 59,5 % des travailleurs de longue date.

De plus, comme le montre le tableau 37, les prestataires ayant épuisé leur période de prestations qui avaient accumulé un plus grand nombre d’heures d’emploi assurable et/ou qui vivaient dans une région où le taux de chômage était plus faible étaient moins susceptibles de présenter une nouvelle demande d’assurance-emploi en 2014-2015.

Tableau 37 - Taux de réadmissibilité des prestataires ayant épuisé leur période de prestations, selon le nombre d’heures d’emploi assurable et le taux de chômage régional, Canada, 2014-2015
Nombre d’heures d’emploi assurable Taux de chômage régional1
0,1 %

à

8,0 %
8,1 %

à

10,0 %
10,1 %

à

12,0 %
12,1 %

à

16,0 %
16,1 %

ou plus
Moyenne
420 à 769 heures 63,9 % 60,8 % 74,3 % 77,5 % 83,3 % 72,8 %
770 à 1 119 heures 74,7 % 73,9 % 82,4 % 87,0 % 84,5 % 79,4 %
1 120 à 1 469 heures 81,2 % 78,1 % 83,9 % 80,7 % 83,7 % 80,9 %
1 470 à 1 819 heures 69,4 % 64,6 % 73,5 % 73,8 % 71,7 % 69,1 %
1 820 heures et plus 48,6 % 45,9 % 61,9 % 69,8 % 69,5 % 53,1 %
Canada 67,8 % 65,2 % 75,3 % 78,7 % 79,3 % 70,5 %
  • 1 Les taux de chômage utilisés pour le régime d’assurance-emploi correspondent à une moyenne mobile des taux de chômage mensuels désaisonnalisés produits par Statistique Canada, conformément à l’article 17 du Règlement sur l’assurance-emploi.
  • Source : EDSC, données administratives de l’assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l’assurance-emploi.

2.5.3 Profil des prestataires selon le type d’épuisement (admissibilité et période de prestations)

Comme il a été mentionné précédemment, environ les deux tiers des prestataires qui ont épuisé leur période de prestations ont été admissibles à présenter une nouvelle demande d’assurance-emploi Note de bas de page 99 en 2014-2015. Pour ce faire, ces prestataires devaient accumuler suffisamment d’heures d’emploi assurable pendant leur période de référence, qui correspond à la période de prestations qu’ils ont épuisée. Comme le montre le tableau 38, près des trois quarts (72 %) des prestataires ayant épuisé leur période de prestations ont travaillé pendant environ 16 semaines. En moyenne en 2014-2015, les prestataires qui n’ont pas épuisé leurs prestations régulières en ont reçu pendant 13,1 semaines, tandis que ceux qui ont épuisé leurs prestations en ont touché pendant 27,7 semaines. Les prestataires qui ont épuisé leur période de prestations ont reçu des prestations régulières pendant 18,7 semaines, ce qui est comparable au nombre de semaines de prestations de tous les prestataires réguliers (19,2 semaines).

Les prestataires qui n’ont pas épuisé leurs prestations ont reçu, en moyenne, 41,8 % des prestations régulières auxquelles ils avaient droit (c.-à-d. semaines de prestations), et près des deux tiers (62,1 %) ont reçu moins de 49,5 % des prestations régulières auxquelles ils avaient droit. En comparaison, les prestataires qui ont épuisé leurs prestations ont reçu toutes les prestations régulières auxquelles ils avaient droit, par définition, alors que les prestataires qui ont épuisé leur période de prestations ont reçu 56,0 % des prestations régulières auxquelles ils avaient droit, avec 56,2 % des prestataires qui ayant reçu au moins 50 % des prestations régulières auxquelles ils avaient droit.

Le fait de travailler pendant une période de prestations et de recourir aux prestations spéciales a 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. De tous les prestataires ayant épuisé leur période de prestations, 16,1 % ont reçu des prestations spéciales en 2014-2015, ce qui était considérablement plus élevé que chez tous les prestataires réguliers (10,8 %). Lorsque les prestations spéciales sont combinées aux prestations régulières, la probabilité d’atteindre la dernière semaine de la période de prestations de 52 semaines s’accroît. Toutefois, ceux qui ont touché des prestations spéciales étaient beaucoup moins susceptibles de présenter une nouvelle demande d’assurance-emploi, puisque 38,7 % des prestataires ayant épuisé leur période de prestations qui ont demandé des prestations spéciales ont présenté une nouvelle demande, comparativement à 76,6 % qui ne l’ont pas fait.

Tableau 38 - Profil des prestataires, selon le type d’épuisement, Canada, 2014-2015
  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 Sans objet1 Sans objet1 34,7 % 23,6 %
Période creuse avant la prochaine demande
Prestataires réadmissibles (nouvelles demandes) 19,3 % 1,1 % 9,1 % 70,5 %
Prestataires non réadmissibles (pas de nouvelle demande) 80,7 % 98,9 % 90,9 % 29,5 %
Taux d’épuisement rajusté Sans objet1 Sans objet1 31,5 % 6,8 %
Proportion des demandes comportant au moins une semaine partiellement travaillée pendant la période de prestations 50,6 % 50,4 % 36,2 % 72,3 %
Nombre moyen de semaines de travail pendant la période de prestations 11,5 7,9 12,0 16,0
Nombre moyen de semaines de prestations régulières versées 19,2 13,1 27,7 18,7
Prestations mixtes (prestations spéciales recueillies) 10,8 % 8,8 % 9,8 % 16,1 %
Proportion des prestations d’assurance-emploi utilisées
Moins de 24,5 % 17,7 % 32,7 %  Sans objet 13,7 %
24,5 % à moins de 49,5 % 19,1 % 29,4 %  Sans objet 26,2 %
49,5 % à moins de 74,5 % 15,2 % 19,3 %  Sans objet 29,0 %
74,5 % ou plus 48,0 % 18,7 % 100,0 % 31,1 %
Moyenne des prestations d’assurance-emploi utilisées 63,0 % 41,8 % 100,0 %2 56,0 %
  • Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués.
  • 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 semaines de prestations régulières auxquelles ils avaient droit.
  • Source : EDSC, données administratives de l’assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l’assurance-emploi.

2.5.4 Épuisement combiné des prestations régulières d’assurance-emploi

L’épuisement combiné des prestations régulières d’assurance-emploi comprend toutes les demandes pour lesquelles les prestataires ont cessé de recevoir des prestations régulières d’assurance-emploi parce qu’ils ont reçu tout ce à quoi ils avaient droit ou parce que leur période de prestations a pris fin. En 2014-2015, le taux d’épuisement combiné était de 58,2 %, soit une légère augmentation par rapport à 2013-2014 (57,6 %). Si l’on ne tient pas compte des prestataires qui sont à nouveau admissibles à des prestations d’assurance-emploi, le taux d’épuisement combiné rajusté descend à 38,5 %. Les taux d’épuisement examinés et déclarés dans la présente section reflètent la proportion de prestataires réguliers qui n’ont plus accès à des prestations régulières d’assurance-emploi. Toutefois, il est important de noter que certaines de ces personnes auront trouvé un emploi ou seront de retour au travail et, par conséquent, n’auront pas besoin de prestations régulières d’assurance-emploi dans l’immédiat. Il n’existe pas suffisamment de données administratives pour produire un rapport quant à la proportion de prestataires qui ont épuisé leurs prestations (admissibilité ou période de prestations) et qui, dans un court délai, retournent au travail.

2.6 Disposition de l’initiative Jumeler les Canadiens et les Canadiennes aux emplois disponibles

Dans le cadre du Budget 2012, le gouvernement a mis en place l’Initiative Jumeler les Canadiens et les Canadiennes aux emplois disponibles (JCED) pour aider les prestataires d’assurance-emploi à avoir accès aux emplois disponibles dans leur région qui correspondent à leurs compétences, en plus de leur fournir le soutien nécessaire dont ils ont besoin pour trouver du travail. Cette initiative, qui est entrée en vigueur en janvier 2013, comprend les quatre mesures suivantes :

  1. amélioration du service 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 »;
  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 avec les provinces et territoires intéressés afin de fournir aux prestataires d’assurance-emploi de l’aide à l’emploi plus tôt pendant leur période d’admissibilité.

2.6.1 Système amélioré d’Alerte-emploi

Lancé le 6 janvier 2013, le Système amélioré d’Alerte-emploi est un service de répertoire électronique gratuit qui fournit, deux fois par jour, aux chercheurs d’emploi de nouvelles offres d’emploi disponibles. Ce répertoire, qui contient des offres d’emploi disponibles affichées par le Guichet-Emplois et les employeurs du secteur privé, offre aux chercheurs d’emploi une liste exhaustive d’offres d’emploi disponibles selon leurs professions et leurs communautés, en plus de l’information complémentaire, portant entre autres 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.

Pour recevoir quotidiennement des alertes d’emploi de ce répertoire, les prestataires de l’assurance-emploi peuvent s’abonner à ce service sur une base volontaire. En plus, les services de ce système amélioré d’Alerte-emploi sont aussi offerts aux personnes qui ne reçoivent pas de prestations d’assurance-emploi, mais qui souhaitent recevoir les offres d’emploi.

Par ailleurs, en plus du service Alerte-emploi, il y a d’autres outils offerts en ligne et disponibles sur le site web de Guichet-Emplois fournissent de l’information pertinente sur le marché du travail aux chercheurs d’emploi et aux personnes sous-employées pour les aider à prendre des décisions relatives à leur carrière. Parmi les exemples d’information disponible relative au marché du travail, il y a : les rapports professionnels contenant l’information sur les salaires et leurs perspectives, des outils pour aider à analyser les carrières pouvant intéresser les chercheurs d’emploi ainsi que des données sur les emplois les plus publicisés.

Du 1er avril 2014 au 31 mars 2015, 578 millions d’alertes-emploi (+392 %) ont été envoyées à 583 000 abonnés (+91,0 %). De plus, 142 277 employeurs (-12,3 %) ont affiché 1 265 057 (-13,7 %) nouveaux emplois sur le site Web du Guichet-Emplois.

2.6.1.1 Enquête auprès des ex-clients d’Alerte-emploi

L’enquête auprès des ex-clients d’Alerte-emploi est un sondage volontaire mené auprès des utilisateurs lorsqu’ils se désabonnent du service. Tous les utilisateurs qui se désabonnent reçoivent le sondage; et le taux de réponse est de près de 70 %.

En 2014-2015, 104 989 utilisateurs (+93,4 %) ont répondu au sondage de sortie adressé aux ex-clients d’Alerte-emploi. Parmi ceux qui ont répondu, 34 208 (32,6 %) ont indiqué qu’ils étaient des prestataires d’assurance-emploi, tandis que 19 892 (58,1 %) de ces prestataires ont répondu qu’ils avaient trouvé un emploi alors qu’ils étaient inscrits à Alerte-emploi.

2.6.2 Responsabilités des prestataires d’assurance-emploi

En vertu de l’Initiative JCED, de nouvelles dispositions réglementaires sur l’assurance-emploi ont été établies pour clarifier les responsabilités des prestataires des prestations régulières et des prestations de pêcheur de l’assurance-emploi Note de bas de page 100 , et ce en définissant ce que sont une recherche d’emploi convenable et un emploi convenable. Les critères employés pour définir ce qu’est une recherche d’emploi convenable sont les suivants : les démarches de recherche d’emploi; l’intensité de la recherche d’emploi; le type de travail recherché; et les preuves des efforts de recherche d’emploi. Les critères employés pour définir un emploi convenable sont les suivants : le type de travail; le salaire; le temps de déplacement; les conditions de travail; les heures de travail; et la situation personnelle. Les exigences concernant le type de travail et le salaire varient selon l’utilisation passée du prestataire des prestations de l’assurance-emploi et la durée de celles-ci. En vertu de ces définitions, les prestataires sont classés par catégorie selon leur utilisation des prestations de l’assurance-emploi. Pour plus de renseignements concernant la répartition à l’échelle nationale des demandes de prestations régulières présentées par catégorie de prestataire d’assurance-emploi, veuillez-vous référer à la section 1.5 du chapitre 2.

2.6.2.1 Séances d’information à l’intention des prestataires

En février 2013, après la mise en place des nouvelles dispositions réglementaires sur l’assurance-emploi, les séances d’information à l’intention des prestataires (SIP) ont été adaptées à chacun des trois groupes de prestataires d’assurance-emploi à savoir : les prestataires fréquents, les prestataires occasionnels et les travailleurs de longue date. De plus, les prestataires aiguillés vers les SIP sont définis selon la demande locale de leurs emplois antérieurs et la disponibilité du travail.

Du 1er Avril 2014 au 31 Mars 2015, 10 195 séances d’information ont eu lieu à l'échelle nationale. Plus de 168 531 demandeurs avaient été conviés d’assister à ces séances.

Les prestataires qui étaient conviés aux SIP étaient comparés à un échantillon témoin de prestataires ayant les mêmes caractéristiques, mais que l’on n’avait pas convié aux SIP. Les demandes qui ont été analysées étaient des demandes non complétées qui avaient commencé entre avril 2013 et mars 2014. Et l’analyse préliminaire de ces demandes a permis de constater que les prestataires de l’assurance-emploi qui ont été conviés à assister aux SIP, restaient 1 semaine de moins sur l’assurance-emploi que ceux qui n’ont pas assisté aux SIP; et ils étaient 1,3 fois plus enclins à retourner sur le marché du travail que les prestataires faisant partie du groupe témoin.

2.6.2.2 Exclusion et inadmissibilité

En vertu de la Loi sur l’assurance-emploi, des chercheurs d’emploi peuvent être exclus du bénéfice des prestations d’assurance-emploi pour diverses raisons; et l’entrée en vigueur de l’initiative JCED n’a pas eu à modifier ces dispositions d’exclusion et d’inadmissibilité aux prestations. Aussi, il n’existe aucune donnée administrative permettant de savoir précisément les prestataires d’assurance-emploi qui se sont vu refuser des prestations en raison des dispositions réglementaires ou des SIP qui ont été introduites dans le cadre de l’initiative JCED. Toutefois, deux types d’inadmissibilité particulière sont étroitement liés à ces nouvelles dispositions réglementaires et aux SIP, ce qui peut donner un aperçu de l’impact que cela peut avoir sur les prestataires d'assurance-emploi. En effet, au cours de l’exercice 2014, un total de 1 250 inadmissibilités ont été imposées parce que les prestataires n’avaient pas fait de recherche d’emploi (1 070) ou avaient refusé d’accepter un emploi convenable (180). Cela représente une faible proportion (0,08 %) de toutes les demandes de prestations pour pêcheurs et de prestations régulières d’assurance-emploi établies, et ne tient pas compte du fait que dans certains cas, les prestations auraient été rétablies une fois que le prestataire aurait démontré qu’il s’est acquitté de sa responsabilité.

2.6.3 Coordination accrue entre le régime d’assurance-emploi et le Programme des travailleurs étrangers temporaires

2.6.4 Collaboration avec les provinces et les territoires

Dans le cadre de l'initiative Jumeler les Canadiens et les Canadiennes aux emplois disponibles, le budget de 2012 comportait l'engagement de « travailler de concert avec les gouvernements provinciaux et territoriaux pour que les prestataires d'assurance-emploi aient accès à l'aide à l'emploi plus tôt pendant leur période de prestations », dans le but de favoriser un retour rapide au travail et de réaliser des économies au Compte des opérations de l'assurance-emploi. À l'appui de cet engagement, EDSC a conçu des projets de collaboration avec la Colombie-Britannique et le Manitoba en 2013, et, en 2013-2014, il a étudié les répercussions des interventions rapides sur la prestation de mesures actives pour les prestataires d’assurance-emploi. Les résultats de ce test indiquent que les interventions rapides sont plus efficaces lorsqu’elles sont axées sur les prestataires ayant de fortes potentialités de se trouver un nouvel emploi.

2.7 Prestations régulières de l’assurance-emploi et travailleurs saisonniers

2.7.1 Travailleurs saisonniers

En raison des différences entre les définitions de prestations saisonnières et de travailleurs saisonniers utilisées par divers organismes, il est possible que les chiffres contenus dans cette section présentent des variations. Selon l’Enquête sur la population active (EPA) de Statistique Canada, un travailleur saisonnier est une personne qui travaille dans une industrie où le taux d’emploi augmente et diminue au gré des saisons.

Selon les données de l’EPA, il y avait 423 100 travailleurs saisonniers en 2014-2015 Note de bas de page 101 , ce qui représente une chute de 2,0 % par rapport à 2013-2014. Le nombre de travailleurs saisonniers a atteint son plus bas niveau depuis 2009-2010 (420 000), et demeure légèrement plus élevé comparativement aux niveaux observés avant le début de la récession de 2008 (418 900 en 2007-2008).

Les travailleurs saisonniers représentaient 20,9 % de tous les travailleurs temporaires et 2,8 % de tous les salariés en 2014-2015, soit les plus faibles proportions observées depuis les dix dernières années. Au cours de la dernière décennie, la proportion de travailleurs saisonniers par rapport à l’ensemble des travailleurs temporaires a varié entre 20,9 % et 23,7 %. La proportion de travailleurs saisonniers sur l’ensemble des salariés a pour sa part varié entre 2,8 % et 3,1 %.

Une étude sur le travail saisonnier Note de bas de page 102 a permis de constater que les travailleurs saisonniers sont plus susceptibles d’être de sexe masculin, d’avoir un niveau de scolarité moins 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.

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

Les prestataires saisonniers sont ceux qui ont présenté au moins trois demandes de prestations régulières ou de pêcheur au cours des cinq dernières années, dont deux établies à peu près au même moment de l’année que leur demande en cours. Cette période est définie comme étant les huit semaines avant et les huit semaines après que la demande en cours soit établie, pour un total de 17 semaines. En 2014-2015, on enregistra 446 000 demandes saisonnières, dont 26 000 Note de bas de page 103 demandes de prestations de pêcheur. Les analyses présentées dans les sous-sections qui suivent mettront l’accent sur les demandes saisonnières de prestations régulières, en excluant les prestations de pêcheur.

Les données administratives de l’assurance-emploi montrent que 420 000 demandeurs de prestations régulières ont présenté des demandes saisonnières en 2014-2015. Ces demandes saisonnières représentaient 31 % de l’ensemble des demandes de prestations régulières. Après avoir augmenté pendant cinq années consécutives, le nombre de demandes saisonnières a de nouveau atteint le niveau observé avant la récession de 2007-2008. Par le passé, la situation du marché du travail a eu moins d’incidence sur le volume des demandes saisonnières que sur celui des demandes de prestations régulières non saisonnières, comme l’illustre le graphique 34.

Graphique 34 - Demandes saisonnières de prestations d'assurance-emploi régulières1, Canada, de 2000-2001 à 2014-2015
la description suit immédiatement après
Montrer le tableau de données
Demandes saisonnières (proportion des demandes régulières)  Nouvelles demandes saisonnières régulières présentées 
2000-2001 29 % 394 140
2001-2002 27 % 394 710
2002-2003 28 % 397 920
2003-2004 27 % 410 430
2004-2005 29 % 406 000
2005-2006 30 % 410 030
2006-2007 31 % 408 490
2007-2008 31 % 395 160
2008-2009 25 % 412 660
2009-2010 26 % 417 430
2010-2011 27 % 381 810
2011-2012 29 % 412 230
2012-2013 31 % 419 930
2013-2014 32 % 422 410
2014-2015 31 % 419 720
  • 1 Les demandes saisonnières de prestations régulières sont les demandes pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières et sont présentées par un demandeur ayant établi au moins trois demandes de prestations régulières ou de pêcheur au cours des cinq dernières années, dont deux au même moment de l’année que la demande en cours. Cette période est définie comme étant les huit semaines avant et les huit semaines après le début de la demande actuelle, pour un total de 17 semaines.
  • Source : EDSC, Données administratives de l’assurance-emploi. Les données se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l’assurance-emploi. 

Comme le montre le tableau 39, les demandes saisonnières proviennent le plus souvent des travailleurs âgés 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 des services d’enseignement sont celles d’où provient près de la moitié de toutes les demandes saisonnières de prestations régulières.

En termes de volume, le Québec a la plus forte incidence de saisonnalité; cette province représentant 159 000 (37,9 %) de toutes les demandes saisonnières de prestations régulières en 2014-2015, comparativement à 265 000 (29 %) de l’ensemble des demandes de prestations régulières non saisonnières. À l’inverse, l’Ontario représentait 97 000 (23 %) et 294 000 (32 %) respectivement. Cette disparité s’explique en partie par les caractéristiques saisonnières des industries de la construction et de la fabrication qui diffèrent dans ces deux provinces. Par exemple, en 2014-2015, 47 000 (52 %) des demandes de prestations régulières au Québec provenant de l’industrie de la construction et 14 000 (30 %) de celles provenant de l’industrie de la fabrication étaient des demandes saisonnières par rapport à l’ensemble des demandes, alors qu’en Ontario, les chiffres étaient de 23 000 (33 %) et de 5 000 (12 %) respectivement. À l’échelle nationale, 32 000 (30 %) de toutes les demandes de prestations provenant de l’industrie de la construction et 17 000 (34 %) de l’industrie de la fabrication étaient des demandes saisonnières (voir le graphique 35).

Graphique 35 - Demandes saisonnières de prestations d'assurance-emploi régulières1, par industrie et par province, Canada, 2014-2015
la description suit immédiatement après
Montrer le tableau de données
2014-2015
Atlantique Québec Ontario Ouest
Construction 21 160 49 200 23 160 10 900
Fabrication 13 680 14 870 5 540 2 820
Services d'enseignement 4 060 20 510 31 070 20 470
Autres 59 910 74 730 37 370 29 520
  • 1 Les demandes saisonnières de prestations régulières sont les demandes pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières et sont présentées par un demandeur ayant établi au moins trois demandes de prestations régulières ou de pêcheur au cours des cinq dernières années, dont deux au même moment de l’année que la demande en cours. Cette période est définie comme étant les huit semaines avant et les huit semaines après le début de la demande actuelle, pour un total de 17 semaines.
  • Source : EDSC, Données administratives de l’assurance-emploi. Les données se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l’assurance-emploi. 

En 2014-2015, 6 % des travailleurs des provinces de l’Atlantique étaient des travailleurs saisonniers (comparativement à seulement 3 % dans le reste du Canada). Les provinces de l’Atlantique ont également enregistré d’importants volumes de demandes saisonnières de prestations régulières, et ensemble, elles représentaient 24 % de toutes les demandes saisonnières comparativement à uniquement 12 % des demandes non saisonnières en 2014-2015.

Pour saisir la répartition régionale des demandes saisonnières de prestations régulières, le ratio utilisé est le nombre de demandes saisonnières de prestations régulières par rapport à l’ensemble des demandes de prestations régulières. Selon ce ratio, 47 % des demandes de prestations régulières provenant des provinces de l’Atlantique en 2014-2015 étaient saisonnières, comparativement à 28 % dans le reste du pays. Le nombre élevé de demandes dans ces provinces était largement attribuable à ses industries productrices de biens dont 53 % des demandes de prestations régulières étaient saisonnières, par rapport à 33 % dans le reste du Canada. Au sein des provinces de l’Atlantique, les industries affichant le plus de demandes saisonnières de prestations régulières étaient celles de l’agriculture, de la foresterie et de la chasse (68 %), de la fabrication (57 %) et de la construction (47 %).

Parmi toutes les provinces, l’Alberta affichait une incidence plus faible de demandes saisonnières, soit 13 % de toutes ses demandes de prestations régulières. Ce faible taux peut s’expliquer par le fait que 11 % des demandes de prestations régulières provenant des industries productrices de biens albertains étaient saisonnières, un chiffre considérablement plus bas que celui de 53 % affiché pas ce même secteur dans les provinces de l’Atlantique. Ce contraste saisissant est attribuable à des circonstances industrielles et économiques différentes. Historiquement, l’Alberta a affiché de plus bas taux de chômage que les provinces de l’Atlantique, ce qui fut également le cas en 2014-2015, et ce, en dépit des conditions du marché du travail défavorables dans les industries de l’extraction minière et de l’extraction de pétrole et de gaz (voir le Tableau 39).

Tableau 39 - Demandes de prestations régulières1 et demandes saisonnières de prestations régulières2 de l’assurance-emploi (AE), Canada, 2014-2015
Répartition du volume (nombre) Répartition du volume (%) Fréquence (%)
Prestations régulières Demandes saisonnières de prestations régulières Demandes de prestations régulières non saisonnières Proportion des prestations régulières Proportion des demandes saisonnières de prestations régulières Proportion des demandes de prestations régulières non saisonnières Demandes saisonnières de prestations régulières en proportion des prestations régulières Demandes de prestations régulières non saisonnières en proportion des prestations régulières
Provinces et territoires
Provinces de l’Atlantique 209 630 98 950 110 680 15,6 23,5 12,0 47,2 52,8
Reste du Canada 1 132 980 320 770 812 210 84,4 76,5 88,0 28,3 71,7
Terre-Neuve-et-Labrador 63 410 30 720 32 690 4,8 7,3 3,6 47,9 52,1
Île-du-Prince-Édouard 16 560 8 580 7 980 1,2 1,9 0,8 51,6 48,4
Nouvelle-Écosse 60 730 25 560 35 170 4,5 6,2 3,8 42,5 57,5
Nouveau-Brunswick 68 930 34 090 34 840 5,1 8,1 3,7 49,7 50,3
Québec 423 840 159 240 264 600 31,5 38,0 28,6 37,6 62,4
Ontario 391 380 97 110 294 270 29,2 23,1 32,0 24,8 75,2
Manitoba 37 280 10 820 26 460 2,8 2,6 2,9 29,0 71,0
Saskatchewan 31 500 7 770 23 730 2,2 1,8 2,4 25,4 74,6
Alberta 105 780 13 700 92 080 8,1 3,3 10,2 13,0 87,0
Colombie-Britannique 139 040 31 370 107 670 10,3 7,4 11,6 22,6 77,4
Yukon 1 880 520 1 360 0,1 0,1 0,1 28,7 71,3
Territoires du Nord-Ouest 1 680 210 1 470 0,1 0,0 0,2 12,4 87,6
Nunavut 600 30 570 0,0 0,0 0,1 5,0 95,0
Sexe
Homme 826 410 261 810 564 600 61,6 62,4 61,2 31,7 68,3
Femme 516 200 157 910 358 290 38,4 37,6 38,8 30,6 69,4
Âge
15 à 24 ans 129 700 10 540 119 160 9,7 2,5 12,9 8,1 91,9
   25 à 44 ans 592 390 154 680 437 710 44,1 36,9 47,4 26,1 73,9
45 à 54 ans 323 840 120 920 202 920 24,1 28,8 22,0 37,3 62,7
55 ans et plus 296 680 133 580 163 100 22,1 31,8 17,7 45,0 55,0
Industries
Industries productrices de biens 511 030 180 310 330 720 38,1 43,0 35,8 35,3 64,7
Industries productrices de services 748 370 220 260 528 110 55,7 52,5 57,2 29,4 70,6
Industries non classées 83 210 19 150 64 060 6,2 4,6 6,9 23,0 77,0
Canada 1 342 610 419 720 922 890 100,0 100,0 100,0 31,3 68,7
  • 1 Incluent les demandes pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières.
  • 2 Les demandes saisonnières de prestations régulières sont les demandes pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières et sont présentées par un demandeur ayant établi au moins trois demandes de prestations régulières ou de pêcheur au cours des cinq dernières années, dont deux au même moment de l’année que la demande en cours. Cette période est définie comme étant les huit semaines avant et les huit semaines après le début de la demande actuelle, pour un total de 17 semaines.
  • Remarque : Les totaux peuvent ne pas correspondre, puisque les données ont été arrondies.
  • Source : EDSC, Données administratives de l’assurance-emploi. Les données se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l’assurance-emploi.

En 2014-2015, environ la moitié des demandes saisonnières de prestations régulières ont été présentées au troisième trimestre de l’exercice, entre octobre et décembre (voir le tableau 40). De plus, 162 000 demandes furent présentées par des hommes durant ce même trimestre, ce qui représentait 62 % de toutes les demandes saisonnières provenant d’homme et 39 % de l’ensemble des demandes saisonnières de prestations régulières. Les tendances saisonnières relativement aux demandes peuvent varier considérablement selon le sexe et l’industrie. L’analyse industrielle a indiqué que 64 % de l’ensemble des demandes saisonnières de prestations régulières provenant des industries productrices de biens, où les hommes sont généralement surreprésentés, ont été présentés pendant le troisième trimestre de 2014-2015. Dans l’ensemble, pour 2014-2015, les travailleurs de sexe masculin représentaient 155 000, ou 86 %, de toutes les demandes saisonnières de prestations régulières des industries productrices de biens. En 2014-2015, 27 % de l’ensemble des demandes saisonnières de prestations régulières ont été présentés durant le deuxième trimestre. Toutefois, 49 % des toutes les demandes saisonnières de prestations régulières présentées par des femmes ont été établis au cours de ce trimestre, soit de juillet à septembre. Une grande partie des demandes (52 000) a été déposée par des femmes des industries des services d’enseignement (ce qui comprend les aides-enseignantes, les bibliothécaires, le personnel de bureau, etc.). Fait intéressant, de l’ensemble des demandes saisonnières de prestations régulières présentées par des femmes en 2014-2015 (158 000), 41 % provenaient de l’industrie des services d’enseignement.

Tableau 40 - Demandes saisonnières de prestations régulières1 de l’assurance-emploi par trimestre, Canada, 2014-2015
Total des demandes saisonnières de prestations régulières Répartition des demandes saisonnières de prestations régulières par trimestre (%)
T1

(D’avril à juin)
T2

(De juillet à septembre)
T3

(D’octobre à décembre)
T4

(De janvier à mars)
Provinces et territoires
Atlantique 98 950 14,1 20,5 50,3 15,2
Québec 159 240 12,0 21,2 56,1 10,7
Ontario 97 110 9,4 35,0 42,6 13,0
Ouest 63 660 13,5 36,0 40,3 10,2
Territoires 760 10,5 15,8 61,8 11,8
Sexe
Homme 261 810 9,6 13,1 61,7 15,6
Femme 157 910 16,3 48,6 28,5 6,6
Industries
Industries productrices de biens 180 310 7,6 12,7 63,9 15,9
Industries productrices de services 220 260 16,1 38,5 36,5 9,0
Industries non classées 19 150 9,1 18,1 57,9 14,8
Canada 419 720 12,1 26,5 49,2 12,2
  • 1 Les demandes saisonnières de prestations régulières sont les demandes pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières et sont présentées par un demandeur ayant établi au moins trois demandes de prestations régulières ou de pêcheur au cours des cinq dernières années, dont deux au même moment de l’année que la demande en cours. Cette période est définie comme étant les huit semaines avant et les huit semaines après le début de la demande actuelle, pour un total de 17 semaines.
  • Source : EDSC, Données administratives de l’assurance-emploi. Les données se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l’assurance-emploi.

2.7.3 Admissibilité 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) de Statistique Canada montre que l’admissibilité aux prestations régulières chez les travailleurs saisonniers est plus élevée que chez les travailleurs temporaires non saisonniers Note de bas de page 104 , mais qu’elle est plus faible que chez les travailleurs qui occupent un emploi permanent à temps plein. En 2014, 84,6 % des travailleurs saisonniers en chômage qui avaient payé des cotisations avant d’être mis à pied ou de démissionner pour un motif valable, étaient admissibles aux prestations régulières. Par ailleurs, 90,1 % des travailleurs permanents à temps plein étaient admissibles aux prestations régulières, comparativement à 73,0 % des travailleurs temporaires non saisonniers. Selon une récente étude Note de bas de page 105 basée sur l’Enquête canadienne par panel sur l’interruption d’emploi (ECPIE), la probabilité d’être admissible 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.

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

En 2014-2015, la durée maximale moyenne des prestations régulières des demandes saisonnières était de 30,3 semaines, ce qui était cohérent avec la moyenne de 30,6 semaines observée en 2013-2014. La durée maximale moyenne des demandes saisonnières de prestations régulières est à la baisse depuis 2009-2010 alors que la moyenne était de 39,0 semaines, ce qui comprenait les semaines supplémentaires offertes dans le cadre des mesures temporaires introduites dans le budget de 2009-2010. La durée maximale moyenne des prestations régulières parmi les demandeurs saisonniers demeure légèrement au-deçà du niveau antérieur à la récession, qui était de 31,9 semaines en 2007-2008.

Par rapport aux prestataires réguliers non saisonniers, les prestataires réguliers saisonniers tendent à utiliser une plus faible proportion de leur période d’admissibilité. Par demande, les prestataires saisonniers ont utilisé, en moyenne, 62 % de leur période d’admissibilité pour les demandes présentées en 2013-2014 Note de bas de page 106 . En comparaison, les prestataires non saisonniers ont utilisé 64 % de leur période d’admissibilité pour les demandes présentées en 2013-2014.

Par conséquent, la durée moyenne réelle des prestations régulières chez les prestataires saisonniers est plus courte que chez les prestataires non saisonniers. En 2013-2014, les prestataires réguliers saisonniers touchaient 17,9 semaines de prestations, comparativement à 20,1 semaines chez les prestataires réguliers non saisonniers. Il en était également de même pour les demandes présentées en 2012-2013, alors que les prestataires saisonniers touchaient en moyenne 18,1 semaines de prestations, et les prestataires non saisonniers 20,3.

2.7.5 Chevauchement des définitions de prestataires saisonniers et de prestataires fréquents : analyse interne

L’initiative Jumeler les Canadiens et les Canadiennes aux emplois disponibles, annoncée en 2010, a établi de nouvelles catégories de prestataires de l’assurance-emploi. Ces trois nouvelles catégories sont les travailleurs de longue date, les prestataires fréquents et les prestataires occasionnels. Depuis, les prestataires fréquents sont définis comme étant les prestataires qui ont touché au moins trois fois des prestations régulières ou de pêcheur couvrant plus de 60 semaines au cours des cinq dernières années. Bien que les prestataires saisonniers ne soient pas officiellement définis dans la Loi sur l’assurance emploi ou le Règlement sur l’assurance-emploi, ils sont définis aux fins de cette analyse comme étant les prestataires qui ont établi au moins trois demandes de prestations régulières ou de pêcheur au cours des cinq dernières années, dont deux au même moment de l’année que la demande actuelle Note de bas de page 107 .

Les définitions de prestataires réguliers saisonniers et de prestataires réguliers fréquents se chevauchent puisque les deux types de prestataires doivent avoir touché au moins trois fois des prestations au cours des cinq dernières années. Les définitions diffèrent cependant sur deux points :

  1. Les prestataires fréquents sont également définis selon le nombre de semaines pendant lesquelles ils ont touché des prestations régulières ou de pêcheurs, alors que ce n’est pas le cas pour les prestataires saisonniers.
  2. Bien qu’il y ait des critères concernant l’échéancier pour l’établissement de demandes pour les prestataires saisonniers, ce n’est pas le cas pour les prestataires fréquents.

Des analyses des prestataires réguliers fréquents et des prestataires réguliers saisonniers montrent que moins de prestataires peuvent être considérés comme des prestataires réguliers fréquents comparativement à ceux pouvant être qualifiés de prestataires réguliers saisonniers (voir tableau 41). Ceci indique que plusieurs prestataires réguliers saisonniers ne correspondent pas à la définition de prestataires réguliers fréquents puisqu’ils touchent moins de 60 semaines de prestations régulières. Ces prestataires peuvent donc être classés dans les catégories travailleurs de longue date et prestataires occasionnels. En revanche, plus de prestataires correspondent à la définition de prestataires saisonniers, car ils touchent moins de 60 semaines de prestations régulières et présentent leur demande environ au même moment au cours de l’année.

Tableau 41 - Prestataires saisonniers2 et fréquents1 de l’assurance-emploi, Canada, de 2007-2008 à 2014-2015
2007-2008 2008-2009 2009-2010 2010-2011 2011-2012 2012-2013 2013-2014 2014-2015
Fréquent 286 950 292 030 300 370 309 230 321 040 319 580 309 780 304 700
Saisonnier 395 140 412 660 417 430 381 810 412 230 419 930 422 410 419 720
  • 1 Les demandes fréquentes de prestations régulières sont les demandes pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières et sont présentées par un demandeur ayant établi au moins trois demandes de prestations régulières ou de pêcheur et ayant reçu plus de 60 semaines de prestations au cours des cinq dernières années.
  • 2 Les demandes saisonnières de prestations régulières sont les demandes pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières et sont présentées par un demandeur ayant établi au moins trois demandes de prestations régulières ou de pêcheur au cours des cinq dernières années, dont deux au même moment de l’année que la demande en cours. Cette période est définie comme étant les huit semaines avant et les huit semaines après le début de la demande actuelle, pour un total de 17 semaines.
  • Remarque : Les totaux peuvent ne pas correspondre, puisque les données ont été arrondies.
  • Source : EDSC, Données administratives de l’assurance-emploi. Les données se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l’assurance-emploi.

Des analyses plus approfondies ont permis de montrer que 254 000 demandes de prestations régulières correspondent aussi bien à la définition de prestataire fréquent qu’à celle de prestataire saisonnier. Cela signifie que 51 000 demandes de prestations régulières (305 000 – 254 000) ne correspondent qu’à la définition de prestataires réguliers fréquents, alors que 166 000 (420 000 - 254 000) ne correspondent qu’à la définition de prestataires réguliers saisonniers (voir le graphique 36).

Graphique 36 - Demandes de prestations régulières présentées par des prestataires fréquents et saisonniers, Canada, 2014-2015
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2014-2015
Prestataires réguliers fréquents 51 000
Prestataires réguliers fréquents et saisonniers 254 000
Prestataires réguliers saisonniers 166 000
  • 1 Les demandes fréquentes de prestations régulières sont les demandes pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières et sont présentées par un demandeur ayant établi au moins trois demandes de prestations régulières ou de pêcheur et ayant reçu plus de 60 semaines de prestations au cours des cinq dernières années.
  • 2 Les demandes saisonnières de prestations régulières sont les demandes pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières et sont présentées par un demandeur ayant établi au moins trois demandes de prestations régulières ou de pêcheur au cours des cinq dernières années, dont deux au même moment de l’année que la demande en cours. Cette période est définie comme étant les huit semaines avant et les huit semaines après le début de la demande actuelle, pour un total de 17 semaines.
  • Source : EDSC, Données administratives de l’assurance-emploi. Les données se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l’assurance-emploi.

La répartition des demandes saisonnières de prestations régulières parmi les catégories de prestataires montre que les demandes présentées par des prestataires réguliers fréquents représentaient 61 % des demandes saisonnières de prestations régulières en 2014-2015, tandis que les demandes présentées par des prestataires réguliers occasionnels et des travailleurs de longue date représentaient 29 % et 10 % des demandes saisonnières de prestations régulières, respectivement (voir le graphique 37). L’analyse industrielle a montré que, dans l’ensemble du pays, l’industrie des services d’enseignement affichait le plus important écart entre les demandes présentées par des prestataires réguliers saisonniers et fréquents : 18 % des demandes saisonnières provenaient de cette industrie, comparativement à 5 % seulement pour les demandes de prestataires fréquents. Les demandes saisonnières représentent 52 % de l’industrie des services d’enseignement. D’autres répartitions de demandes de prestataires réguliers par industrie ont révélé des similitudes entre les prestataires fréquents et saisonniers : les demandes provenant de l’industrie de la construction représentaient 27 % et 25 % des demandes par des prestataires fréquents et saisonniers, respectivement, alors que ces proportions étaient de 10 % et de 9 % au sein de l’industrie de la fabrication.

Graphique 37 - Demandes saisonnières d'assurance-emploi régulières (AE)1 par catégorie d'AE, Canada, 2014-2015
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2014-2015
Travailleurs de longue date 10 %
Prestataires occasionnels 29 %
Prestataires fréquents 61 %
  • 1 Les demandes saisonnières de prestations régulières sont les demandes pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières et sont présentées par un demandeur ayant établi au moins trois demandes de prestations régulières ou de pêcheur au cours des cinq dernières années, dont deux au même moment de l’année que la demande en cours. Cette période est définie comme étant les huit semaines avant et les huit semaines après le début de la demande actuelle, pour un total de 17 semaines.
  • Source : EDSC, Données administratives de l’assurance-emploi (AE). Les données se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l’AE. 

De plus, les demandes saisonnières de prestations régulières représentent 83 % des demandes de prestataires réguliers fréquents, alors que les demandes de prestations régulières non saisonnières ne représentent que 17 % de ces demandes (voir le graphique 38). Inversement, les demandes saisonnières de prestations régulières représentent tout juste 17 % des travailleurs de longue date et 16 % des prestataires occasionnels, alors que les demandes de prestations régulières non saisonnières représentent 83 % et 84 % de ces deux catégories. Une analyse industrielle a montré que 49 % et 23 % des prestataires saisonniers réguliers de longue date occupent des postes au sein des industries des services d’enseignement et de la construction, respectivement. Parallèlement, 33 % et 23 % des prestataires saisonniers réguliers occasionnels travaillent dans ces deux industries.

Graphique 38 - Demandes saisonnières et non saisonnières de prestations régulières par catégorie de prestataires de l’assurance-emploi, Canada, 2014-2015
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Travailleurs de longue date Prestataires occasionnels Prestataires fréquents
Saisonniers 17 % 16 % 83 %
Non saisonniers 83 % 84 % 17 %
  • 1 Les demandes saisonnières de prestations régulières sont les demandes pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières et sont présentées par un demandeur ayant établi au moins trois demandes de prestations régulières ou de pêcheur au cours des cinq dernières années, dont deux au même moment de l’année que la demande en cours. Cette période est définie comme étant les huit semaines avant et les huit semaines après le début de la demande actuelle, pour un total de 17 semaines.
  • 2 Les demandes régulières de prestations des travailleurs de longue date sont les demandes pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières et sont présentées par un demandeur ayant déboursé au moins 30 % du plafond annuel de cotisations à l’AE au cours d’au moins sept des dix dernières années, et à qui on a versé, au cours des cinq dernières années, 35 semaines ou moins de prestations régulières ou de pêcheur.
  • 3 Les demandes occasionnelles de prestations régulières sont les demandes pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières et sont présentées par un demandeur ne faisant pas partie de la catégorie des travailleurs de longue date ni de la catégorie des prestataires fréquents de l’AE.
  • 4 Les demandes fréquentes de prestations régulières sont les demandes pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières et sont présentées par un demandeur ayant établi au moins trois demandes de prestations régulières ou de pêcheur et ayant reçu plus de 60 semaines de prestations au cours des cinq dernières années.
  • Source : EDSC, Données administratives de l’assurance-emploi. Les données se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l’assurance-emploi.

Pour terminer, les prestataires réguliers fréquents sont généralement admissibles à des prestations d’assurance emploi même s’ils ont moins d’heures d’emploi assurables que les prestataires saisonniers : au cours des trois dernières années, les prestataires réguliers fréquents étaient admissibles à l’assurance-emploi avec 100 heures de moins que les travailleurs réguliers saisonniers (1 230 heures par rapport à 1 126 heures). Cette situation semble montrer que les prestataires réguliers fréquents occupent plus de postes temporaires et à temps partiel que les prestataires réguliers saisonniers.

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

Un déplacement important de la main-d’œuvre est observé au Canada, principalement à partir de régions où le taux de chômage est élevé et la rémunération est faible vers des régions où le taux de chômage est plus faible et les salaires plus élevés. Toutefois, les différences régionales entre les taux de chômage – qui existent depuis des décennies et qui se sont maintenues tout au long de la récession de 2008 et par la suite – peuvent donner à penser que la main-d’œuvre n’est pas suffisamment mobile pour les besoins du marché du travail canadien, du moins dans une certaine mesure. Malgré les débouchés offerts dans d’autres régions du pays, certains travailleurs ne sont pas aptes ou disposés à déménager, alors que d’autres ne sont pas nécessairement au courant des possibilités d’emploi en dehors de leur région de résidence. Cette situation contribue à créer des foyers régionaux de chômage élevé.

La sous-section 2.8.1 analyse la mobilité de la main-d’œuvre au Canada, principalement en ce qui concerne les mouvements migratoires entre les provinces et les territoires. La sous-section 2.8.2 examine les recherches récentes concernant l’incidence du régime d’assurance-emploi sur les décisions en matière de mobilité de la main-d’œuvre.

2.8.1 Mobilité de la main-d’œuvre au Canada

Selon les estimations démographiques de Statistique Canada sur la mobilité interprovinciale de la main-d’œuvre en 2014-2015, seules deux provinces, l’Alberta (+31 600) et la Colombie-Britannique (+13 600), affichaient un flux migratoire net positif au pays, comme le démontre le graphique 39. L’Ontario (-13 600), le Québec (-14 000) et le Manitoba (-7 700) affichaient les flux migratoires nets négatifs les plus élevés.

Graphique 39 - Mobilité interprovinciale au Canada, par province et territoire, 2014-2015
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Mobilité interprovinciale

(nombre d'individus),

2014-2015
Entrants Sortants
T.-N.-L. 8 059 8 636
Î.-P.-É. 2 333 3 447
N.É. 15 472 17 416
N.-B. 10 677 13 847
Qc. 19 377 33 348
Ont. 65 002 78 568
Man. 10 898 18 586
Sask. 19 054 21 905
Alb. 94 018 62 468
C.-B. 60 091 46 529
Yn 1 621 1 494
T.N.-O 2 342 2 625
Nt 1 143 1 218
  • Remarque : Les données de 2014-2015 sont préliminaires.
  • Source : Statistique Canada, estimations de la population totale, Canada, provinces et territories, tableau CANSIM 051-0017.

L’Alberta est la seule province qui affiche un solde migratoire net positif chaque année depuis 2010-2011. Au cours des cinq dernières années combinées, l’Alberta (+131 500), la Colombie-Britannique (+18 800) et, dans une moindre mesure, le Yukon (+700) et Terre-Neuve-et-Labrador (+300) ont affiché des flux migratoires nets positifs, alors que les autres provinces et territoires ont affiché des flux migratoires nets négatifs.

Les deux tendances les plus présentes en matière de mobilité interprovinciale au Canada concernent les déplacements de l’est vers l’ouest, et les déplacements vers l’Alberta. Selon une analyse des données sur la migration interprovinciale de Statistique Canada, parmi les personnes qui ont déménagé dans une autre province en 2014-2015 Note de bas de page 108 , 60 % se sont dirigées vers l’ouest, alors que les 40 % restant ont migré vers l’est. Cette tendance est stable depuis les six dernières années.

En 2014-2015, l’Alberta a été la destination de prédilection de tous les migrants interprovinciaux, puisque 30 % de ceux-ci l’ont choisie comme province de destination. Plus particulièrement, 49 % et 52 % des migrants ayant quitté la Saskatchewan et la Colombie-Britannique, respectivement, ont choisi l’Alberta, alors que ce chiffre s’élève à 32 % pour les migrants sortant des provinces de l’Atlantique.

L’économie en expansion de l’Alberta peut avoir conduit plusieurs personnes à migrer vers cette province. Au cours des cinq dernières années, l’Alberta a enregistré des gains d’emploi de 248 500 postes (+12 %), la plus importante croissance s’étant manifestée dans les secteurs de la construction (54 800 postes ou +27 %), de l’extraction minière, pétrolière et gazière (33 400 postes ou +24 %) et des soins de santé et de l’assistance sociale (31 300 postes ou +14 %).

La mobilité de la main-d’œuvre (et plus particulièrement le mouvement de l’est vers l’ouest) est considérée par plusieurs universitaires comme ayant une incidence positive sur l’économie nationale, dans la mesure où elle fournit aux travailleurs la possibilité d’avoir accès à d’autres marchés du travail et d’obtenir un emploi correspondant à leurs compétences. D’un point de vue national, la mobilité interprovinciale est désirable lorsque des travailleurs des provinces où le chômage est élevé et où il y a un surplus de main-d’œuvre déménagent vers des provinces où le taux de chômage est faible et où la demande de main-d’œuvre est élevée (c. à d. où il y a des pénuries de main-d’œuvre) Note de bas de page 109 .

Une étude réalisée par la Banque du Canada Note de bas de page 110 a examiné les possibles facteurs de migration régionale au Canada. Elle a trouvé que les différences régionales en matière de taux d’emploi et de revenus des ménages sont positivement reliées aux flux de migration (c. à d., les régions ont tendance à recevoir des migrants lorsque leur taux de chômage et leur revenu médian des ménages sont supérieurs à ceux des régions d’où viennent les migrants), alors que les frontières entre les marchés du travail provinciaux et les différences linguistiques y sont négativement reliées (c. à d., les régions ont tendance à recevoir moins de migrants des régions d’où viennent les migrants lorsqu’elles en sont séparées par une frontière provinciale ou lorsqu’il y a une barrière linguistique). Les auteurs suggèrent que si les obstacles liés aux frontières entre les marchés du travail provinciaux étaient éliminés (comme l’accréditation provinciale), la main-d’œuvre pourrait être plus mobile, ce qui aurait une incidence positive sur la croissance de la production au pays.

Une autre étude Note de bas de page 111 sur l’emploi interprovincial au Canada a démontré que les disparités en matière de chômage encouragent les employés à migrer ou à devenir des employés interprovinciaux. Les employés interprovinciaux sont ceux qui acceptent des emplois dans une province autre que leur province de résidence (p. ex., qui font la navette ou sont transportés par navette aérienne). En 2011, il a été estimé que 420 000 personnes étaient des employés interprovinciaux (ou environ 3 % de la main-d’œuvre rémunérée canadienne). Les résultats de cette étude ont indiqué que dans les plus petites provinces (p. ex., les provinces de l’Atlantique), un plus fort pourcentage de la main-d’œuvre rémunérée participait à l’emploi interprovincial. De 2002 à 2011, environ 10 % de la main-d’œuvre rémunérée de Terre-Neuve-et-Labrador étaient des employés interprovinciaux, comparativement à seulement 1,7 % en Ontario. Les auteurs ont également trouvé que l’ensemble des salaires et traitements provenant de l’emploi interprovincial représentait un pourcentage considérable des salaires et traitements totaux agrégés des petites provinces. Pour tous les employés résidant à Terre-Neuve-et-Labrador en 2011, 8,5 % des salaires et traitements totaux provenaient de l’emploi interprovincial, les pourcentages correspondant respectivement à 6,2 %, 4,5 % et 4,6 % pour l’Île-du-Prince-Édouard, la Nouvelle-Écosse et le Nouveau-Brunswick. L’étude concluait que les employés interprovinciaux étaient plus susceptibles d’être des hommes et d’avoir moins de 25 ans.

Bien que plusieurs facteurs peuvent influencer les décisions des gens de se déplacer vers une autre province, notamment les possibilités d’emploi, la formation et les études ou des raisons familiales, le besoin d’améliorer son niveau de vie constitue une force motrice. Selon un rapport récent Note de bas de page 112 sur les pénuries de compétences dans le Canada atlantique, même si la proportion d’emplois dans cette région exigeant un diplôme d’études postsecondaires a augmenté, les domaines d’études ou les compétences acquises ne correspondent pas nécessairement aux besoins des employeurs de cette région. Les compétences et l’éducation recherchées changent, en grande partie en raison de la restructuration du marché du travail, anciennement fondé sur la fabrication et de plus en plus axé sur les connaissances et les services. Par exemple, de 2004 à 2012, la région de l’Atlantique a affiché une perte d’environ 30 000 emplois dans le secteur de la fabrication, compensée par la création du même nombre d’emplois dans les services de santé et les services sociaux. Même si plusieurs compétences sont transférables entre les secteurs d’emploi, un certain degré de nouvelles compétences et d’éducation est généralement requis. La formation nécessaire peut être longue et onéreuse, ce qui entraîne une pénurie de travailleurs ayant les compétences recherchées par les employeurs.

Selon la même étude, au cours de la dernière décennie, en chiffres nets, le Canada atlantique a perdu environ 50 000 jeunes (âgés de 15 à 29 ans) au profit du reste du pays, principalement en raison du flux de migration vers l’Alberta. Cela peut être attribué à une pénurie d’emplois de niveau d’entrée dans la région de l’Atlantique, situation qui peut également nuire à l’arrivée de jeunes bien qualifiés sur le marché du travail des provinces de l’Atlantique. Si un grand nombre de jeunes quittent la région de l’Atlantique, les auteurs suggèrent que la majorité des étudiants universitaires souhaitent y demeurer, mais qu’ils sont forcés de la quitter dans le but de gagner des revenus plus substantiels et d’avoir accès à des possibilités d’emploi plus intéressantes.

2.8.2 Incidences du régime d’assurance-maladie sur la mobilité de la main-d’œuvre

Le régime d’assurance-emploi soutient la mobilité de la main-d’œuvre par l’entremise des deux principales politiques suivantes :

  1. Si une personne reçoit des prestations d’assurance-emploi et décide de déménager afin de chercher un emploi, elle continuera de recevoir des prestations d’assurance-emploi sans que son niveau de prestations ou le nombre de semaines de prestations auxquelles elle a droit changent, étant donné que les prestations d’assurance-emploi sont fondées sur le lieu de résidence du prestataire au moment où la demande de prestations est établie.
  2. Si une personne quitte volontairement son emploi pour suivre son conjoint, son conjoint de fait ou son enfant à charge Note de bas de page 113 vers un nouvel endroit, elle demeurera admissible aux prestations.

Plusieurs études menées au cours de la dernière décennie ont examiné les facteurs déterminants de la mobilité de la main-d’œuvre et la façon dont le régime d’assurance-emploi (p. ex., la norme variable d’admissibilité) influence le processus de décision de quitter une province afin de trouver un emploi. Selon les résultats de ces études, le régime d’assurance-emploi ne semble pas avoir de grandes répercussions sur les décisions liées à la mobilité Note de bas de page 114 , alors que des facteurs comme les caractéristiques personnelles et celles du marché du travail régional (p. ex., l’âge, le sexe, les taux d’emploi, la taille de la population, etc.), ainsi que les coûts du déplacement, influencent grandement les décisions prises à cet égard Note de bas de page 115 .

Une étude de 2011 Note de bas de page 116 a permis de conclure que, parmi les prestataires réguliers de l’assurance-emploi, ceux vivant dans des régions à fort taux de chômage (12,1 % ou plus) étaient plus susceptibles de faire la navette entre une région économique de l’assurance-emploi et une autre pour travailler, mais qu’ils avaient moins tendance à migrer de façon permanente vers une autre région économique. L’effet global des prestations d’assurance-emploi sur l’attachement géographique était toutefois très minime.

Une autre étude Note de bas de page 117 a comparé les habitudes des prestataires de l’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. Il a été constaté que les prestataires de l’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 non-prestataires de l’assurance-emploi. De plus, les prestataires de l’assurance-emploi étaient plus susceptibles de déménager à plus de 100 kilomètres après une perte d’emploi que les non-prestataires.

De façon générale, les données disponibles tendent à démontrer que l’assurance-emploi n’est pas un obstacle à la mobilité et qu’elle ne joue pas un rôle important dans la décision d’une personne de déménager dans une autre province ou de faire la navette entre son domicile et son lieu de travail.

2.9 L’incidence des prestations régulières d’assurance-emploi sur la redistribution du revenu Note de bas de page 118

Le présent rapport se penche sur l’incidence des prestations régulières d’assurance-emploi (a.-e.) sur la redistribution du revenu, un exercice similaire à l’analyse de l’incidence du total des prestations d’a.-e. sur la redistribution du revenu trouvée à la section 1.6 de ce chapitre.

Pour évaluer le niveau de redistribution du revenu, les montants versés en prestations régulières à chaque province et territoire, industrie et groupe démographique ciblé ont été divisés par le montant total des cotisations d’a.-e. recueillies. Ces ratios prestations régulières-cotisations (P/C) ont ensuite été rajustés de façon à ce que le ratio pour le Canada soit égal à 1,0 Note de bas de page 119 . Les ratios en découlant, soit les ratios rajustés P/C, pour chaque juridiction, groupe démographique et industrie indiquent si ceux-ci ont reçu un montant en prestations régulières supérieur aux cotisations qu’ils ont contribuées au régime, par rapport au Canada dans son ensemble. Dans cette section, les montants payés en cotisations d’a.-e. sont tirés des plus récentes données fiscales de l’Agence du revenu du Canada (ARC), soit celles de 2013. Les données sur les prestations régulières utilisées pour analyser les ratios P/C datent donc également de 2013.

Puisque les cotisations ne sont pas réparties selon le type de prestations, le montant des cotisations d’a.-e. utilisé pour calculer les ratios P/C a été modifié afin que ces ratios et les ratios rajustés P/C tiennent compte de la réduction des cotisations liée aux prestations spéciales et appliquée en raison du Régime québécois d’assurance parentale (RQAP) et du Programme de réduction du taux de cotisation (PRTC). Pour prendre en considération le RQAP, qui réduit le montant des cotisations payées par les employeurs et les employés au Québec Note de bas de page 120 , et le PRTC, qui réduit le montant des cotisations payées par les employeurs qui offrent à leurs employés un régime d'assurance-invalidité à court terme Note de bas de page 121 , les ratios P/C (rajustés et non rajustés) ont été calculés en fonction d’une estimation des cotisations d’a.-e. qu’auraient payées les employés et les employeurs en l’absence du RQAP et du PRTC, plutôt qu’en fonction du montant réel qu’ils ont payé.

Lorsque le ratio rajusté d’une province, d’un territoire, d’un groupe démographique ou d’une industrie est supérieur à 1,0, cela signifie que la population concernée est un bénéficiaire net du régime d’a.-e., tandis qu’un ratio inférieur à 1,0 indique un cotisant net au régime, par rapport au Canada dans son ensemble. L’annexe 2.23 fournit un compte rendu détaillé des cotisations d’a.-e. payées et des montants versés en prestations régulières selon la province, le territoire, le groupe démographique (sexe et groupe d’âge) et l’industrie. Les sections qui suivent résument les principales constatations.

2.9.1 Ratios rajustés prestations régulières-cotisations, selon la province ou le territoire Note de bas de page 122

Les provinces de l’Atlantique, le Québec et le Yukon sont demeurés des bénéficiaires nets des prestations régulières du régime d’assurance-emploi en 2013, comme ce fut le cas les années précédentes, avec des ratios rajustés supérieurs à 1,0. L’Ontario, les provinces de l’Ouest et les Territoires du Nord-Ouest, pour leur part, sont demeurés des cotisants nets, avec des ratios rajustés inférieurs à 1,0 (voir le graphique 40). Le Nunavut était l’unique région dont le ratio rajusté correspondait à 1,0.

De façon générale, les provinces dont le ratio P/C est plus élevé affichent aussi un taux de chômage plus élevé. En 2013, 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, grâce au solide rendement économique de la région.

Graphique 40 - Ratio rajusté prestations régulières-cotisations et taux de chômage, selon la province ou le territoire, Canada, 2013
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Ratios rajusté prestations régulières-cotisations Taux de chômage
T.-N.-L. 4,2 11,6 %
Î.-P.-É. 3,8 11,6 %
N.-É. 2,2 9,1 %
N.-B. 3,1 10,3 %
Qc 1,3 7,6 %
Ont. 0,8 7,6 %
Man. 0,7 5,4 %
Sask. 0,6 4,1 %
Alb. 0,4 4,6 %
C.-B. 0,8 6,6 %
Yn 1,4
T.N.-O. 0,9
Nt 1,0
Canada 1,0
  • Remarque : Les taux de chômage pour le Yukon, les Territoires du Nord-Ouest et le Nunavut ne sont pas disponibles.
  • Sources : Agence du revenu du Canada (ARC), relevé T4 avec revenu d’emploi (pour les données sur les cotisations); EDSC, données administratives de l’a.-e. (pour les données sur les prestations); et Statistique Canada, Enquête sur la population active, Tableau CANSIM 282-0087 (pour les données sur les taux de chômage). Les données de l’ARC se fondent sur un échantillon de 10 % des relevés T4 avec revenu d’emploi, et les données d’EDSC se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

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

Les travailleurs âgés (55 ans et plus) étaient des bénéficiaires nets des prestations régulières en 2013, avec un ratio rajusté P/C correspondant à 1,2. Ce résultat concorde avec les conclusions d’une étude d’évaluation Note de bas de page 123 , qui montre que les travailleurs âgés sont généralement plus susceptibles d’être des bénéficiaires nets des prestations régulières.

Les hommes étaient des bénéficiaires nets, avec un ratio rajusté P/C correspondant à 1,2. Toutefois, les femmes (ratio rajusté P/C de 0,8) étaient des cotisantes nettes du régime d’assurance-emploi en 2013 si l’on tient uniquement compte des prestations régulières, contrairement au ratio obtenu lorsque toutes les prestations d’a.-e. sont prises en compte (ratio rajusté P/C de 1,1). Cela correspond au fait que les taux de chômage sont plus élevés chez les hommes que chez les femmes.

2.9.3 Ratios prestations régulières d’a.-e.-cotisations, selon l’industrie

En 2013, les industries productrices de biens étaient, dans l’ensemble, des bénéficiaires nets des prestations régulières du régime d’a.-e., avec un ratio rajusté P/C de 1,8, tandis que les industries productrices de services étaient des cotisants nets, avec un ratio rajusté de 0,8. Comme il est mentionné à la section 2.1 du chapitre 1, en 2014-2015, les industries productrices de biens comptaient pour 22 % des emplois et 38 % de toutes les demandes de prestations régulières, de sorte que ce secteur était surreprésenté par rapport au nombre de demandes de prestations régulières d’a.-e. À l’inverse, les industries productrices de services regroupaient 78 % de l’emploi et 56 % de l’ensemble des demandes de prestations régulières, ce qui indique que ce secteur était sous-représenté en ce qui a trait aux demandes de prestations régulières d’a.-e.

Les industries productrices de biens comptent certaines industries où la proportion de travailleurs saisonniers est élevée et plus à risque d’être mise à pied et de toucher des prestations régulières, comme l’agriculture, la foresterie, la pêche et la chasse (ratio rajusté P/C de 4,7) et la construction (ratio rajusté P/C de 2,9) [voir le graphique 41]. Ces industries étaient d’importants bénéficiaires nets des prestations régulières en 2013, comme lors des années précédentes.

Au sein des industries productrices de services, deux secteurs ont été des bénéficiaires nets du régime, avec un ratio rajusté P/C supérieur à 1,0. Il s’agit de l’industrie des services aux entreprises, des services relatifs aux bâtiments et autres services de soutien (ratio P/C de 1,3) et de l’industrie des services d’hébergement et de restauration (ratio P/C de 1,3).

Graphique 41 - Ratio rajusté prestations régulières-cotisations, selon l'industrie, Canada, 2013
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2013

Ratios rajusté prestations régulières-cotisations
Industries productrices de biens 1,8
Agriculture, foresterie, pêche et chasse 4,7
Exploitation minière et extraction de pétrole et de gaz 1,2
Services publics 0,4
Construction 2,9
Fabrication 1,1
Industries productrices de services 0,8
Vente en gros 0,8
Vente au détail 0,8
Transport et entreposage 0,9
Finances et assurances 0,3
Services immobiliers et services de location et de location à bail 1,0
Services professionnels, scientifiques et techniques 0,8
Services aux entreprises, services relatifs aux bâtiments et autres services 1,3
Services d'enseignement 0,8
Soins de santé et assistance sociale 0,4
Service d'information, de culture et de loisirs 1,0
Service d'hébergement et de restauration 1,3
Autres services (à l'exception de l'administration publique) 1,0
Administration publique 0,5
Canada 1,0
  • Source : Agence du revenu du Canada (ARC), relevé T4 avec revenu d’emploi (pour les données sur les cotisations); EDSC, données administratives de l’a.-e. (pour les données sur les prestations). Les données de l’ARC se fondent sur un échantillon de 10 % des relevés T4 avec revenu d’emploi, et les données d’EDSC se fondent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.
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