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

2.2.1.1 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).

• 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 %).

• 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.

2.2.2.1 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.

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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.

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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 %).

• 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.

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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 %).

• 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} ).

2.2.3.1 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.

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	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.

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	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 %).

2.3.2.1 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.

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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 %).

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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.

• 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.

2.3.3.1 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 1^er 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.

• 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.

• 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.

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.

• 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.

• 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.

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.

• 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.

2.3.4.1 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].

• 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.

2.4.1.1 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.

• 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.

• 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 1^er 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 1^er 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).

• 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.

Montrer le tableau de données

	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.

2.5.1.1 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.

• 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.

• 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.

• 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.

2.5.2.1 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 %).

• 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.

• 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.

2.6.1.1 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.

2.6.2.1 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 1^er 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.