Rapport de contrôle et d’évaluation de l’assurance-emploi pour l’exercice financier commençant le 1er avril 2017 et se terminant le 31 mars 2018
Chapitre 1 : Contexte du marché du travail

1.2.1 Marchés du travail régionaux changeants

La solide performance du marché du travail canadien observée tout au long de l'exercice financier examiné était principalement attribuable au Québec, à l'Ontario et à la Colombie-Britannique qui avaient enregistré une croissance de l'emploi supérieure à la moyenne nationale et certains des plus faibles taux de chômage pendant l'EF1718. Les provinces dont l'économie est plus dépendante des matières premières (Terre-Neuve-et-Labrador, la Saskatchewan et l'Alberta) ont poursuivi leur redressement, à des degrés divers, après la chute des prix des produits de base, mais uniquement l'Alberta a récupéré les emplois perdus l'exercice dernier. Elle a aussi continué d'afficher le taux d'activité le plus élevé parmi toutes les provinces.

Durant l'EF1718, l'Île-du-Prince-Édouard, le Québec, la Colombie-Britannique et le Yukon ont présenté des développements du marché du travail positifs, leur taux de croissance de l'emploi et leur taux de postes vacants étant supérieurs aux moyennes nationales (voir le tableau 1). En revanche, Terre-Neuve-et-Labrador a enregistré des replis de l'emploi et du nombre de postes vacants, tandis que la Saskatchewan, les Territoires du Nord-Ouest et le Nunavut ont uniquement affiché un fléchissement de l'emploi pendant cette même période.

De plus, durant l'EF1718, la plupart des provinces et territoires ont enregistré une baisse de leur taux de chômage par rapport à l'exercice précédent. Les diminutions les plus importantes ont été observées au Yukon (-2,1 points de pourcentage) et au Nouveau-Brunswick (-1,2 point de pourcentage) (voir le tableau 2). La Colombie-Britannique a continué d'afficher le plus faible taux de chômage (5,0 %) parmi toutes les provinces pour un deuxième exercice consécutif. Les taux de chômage du Québec et de l'Ontario étaient inférieurs à la moyenne nationale et, chose rare, pour la toute première fois au Québec et pour la première fois en Ontario depuis le début de la récession du début des années 1990, inférieurs à ceux de la Saskatchewan et de l'Alberta. En effet, même si les taux de chômage de la Saskatchewan et de l'Alberta ont diminué pendant l'EF1718, ils sont demeurés relativement élevés par rapport à ce qu'ils étaient avant la chute des prix des produits de base. En ce qui concerne les provinces de l'Atlantique, elles continuaient d'afficher des taux de chômage plus élevés que le reste du Canada. Il convient toutefois de noter que deux d'entre elles ont enregistré des déclins au cours de la période de référence.

En raison des développements divergents des marchés du travail régionaux durant l'EF1718, la durée moyenne des épisodes de chômage a varié de façon importante à l'échelle des provinces, augmentant entre autres légèrement en Alberta et en Saskatchewan malgré un taux de chômage inférieur à celui de l'EF1617. En Alberta, la durée moyenne des épisodes de chômage a même surpassé son plus haut niveau jamais enregistré (lors du précédent exercice), atteignant 22,7 semaines et demeurant ainsi la moyenne la plus élevée au pays (voir le tableau 2). La Saskatchewan a également observé une petite hausse et enregistré sa durée moyenne la plus élevée (18,7 semaines) depuis le début des années 2000. En revanche, un plus grand nombre d'occasions d'emploi et des taux de chômage plus faibles au Québec, en Ontario ainsi qu'au Manitoba ont entraîné une diminution modérée de la durée moyenne des épisodes de chômage dans ces régions.

Contrairement aux développements divergents des marchés du travail régionaux présentés ci-dessus, l'ensemble des provinces et territoires ont affiché une hausse de la rémunération hebdomadaire nominale moyenne durant l'EF1718. Les augmentations les plus importantes ont été observées au Nunavut (+4,2 %) et au Québec (+3,5 %). Toutefois, en prenant en considération l'augmentation de l'indice des prix à la consommation (IPC), uniquement huit provinces et territoires avaient enregistré une augmentation plus importante de la rémunération hebdomadaire par rapport à la hausse de l'IPC, ce qui a, en moyenne, entraîné une baisse du pouvoir d'achat des travailleurs dans les cinq autres régions lors de l'EF1718 (voir le tableau 3)^{Note de bas de page 15}.

1.2.2 Tendances en matière de mobilité interprovinciale

Tous les ans, un grand nombre de Canadiens (285 200 entre le 1er juillet 2017 et le 30 juin 2018) déménagent dans une autre province ou un autre territoire. De ce nombre, près de la moitié (48,7 %) est âgée de 20 à 39 ans^{Note de bas de page 16}. Ces déplacements entre les provinces s'expliquent en partie par le désir de chercher des occasions d'emploi. De plus, ils donnent la possibilité aux travailleurs d'accéder à d'autres marchés du travail et de trouver un emploi ou d'en obtenir un correspondant davantage à leurs compétences. Sur le plan national, la mobilité interprovinciale peut accroître la croissance de la productivité et du PIB réel, de même qu'améliorer les débouchés pour les travailleurs résidant dans les provinces affichant un taux de chômage élevé et un excès d'offre de main-d'œuvre, en leur permettant de déménager dans des régions où le taux de chômage est moins élevé et où il y a des pénuries de main-d'œuvre.

S'il est vrai que plusieurs éléments peuvent inciter une personne à déménager (y compris, sans toutefois exclure d'autres motifs, des occasions d'emploi, des raisons familiales, des études ou un établissement d'enseignement), la volonté de rehausser son niveau de vie est souvent un facteur déterminant. Depuis le milieu des années 1990, les provinces de l'Ouest, tout particulièrement l'Alberta, représentent une destination de choix pour une majorité de migrants interprovinciaux canadiens. Toutefois, en raison de la faiblesse des prix des produits de base et du marché du travail albertain moins favorable, les tendances ont quelque peu évolué au cours des dernières années en faveur de l'Ontario et de la Colombie-Britannique (voir le graphique 5).

Graphique 5 - Version textuelle

Région	Juillet 2005 à juin 2015 (moyenne annuelle)	Juillet 2015 à juin 2017 (moyenne annuelle)	Juillet 2017 à juin 2018
Provinces de l'Atlantique	-14,9 %	3,0 %	-5,0 %
Québec	-30,0 %	-26,4 %	-22,5 %
Ontario	-38,4 %	30,9 %	59,4 %
Manitoba/Saskatchewan	-15,0 %	-27,5 %	-60,7 %
Alberta	73,0 %	-42,1 %	4,8 %
Colombie-Britannique	26,5 %	62,4 %	25,9 %

• Remarque : Annuelle est définie comme la période allant du 1er juillet au 30 juin. Les résultats pour les territoires ne sont pas présentés pour alléger le graphique. Par conséquent, le total du solde migratoire net ne totalise pas zéro.
• Source : Statistique Canada, Tableau 17-10-0021-01.

Depuis juillet 2015, les développements des marchés du travail de l'Ontario et de la Colombie-Britannique ont fait de ces provinces une destination de choix pour les migrants interprovinciaux (+13 400 et +17 700 en moyenne par année, respectivement). L'important solde net négatif enregistré en Alberta entre juillet 2015 et juin 2017 s'est estompé de juillet 2017 à juin 2018 tandis qu'il a pris de l'ampleur au Manitoba et en Saskatchewan pendant cette même période. De plus, l'exode migratoire dans les provinces de l'Atlantique est nettement moindre depuis juillet 2015 relativement aux dix dernières années (-1 500 lors de la période de référence comparativement à -4 800 en moyenne par année entre juillet 2005 et juin 2015).

1.3.1 Salaires

À l'instar de la plupart des pays développés, les tendances à long terme – comme le vieillissement de la population, une transition vers les industries productrices de services et les améliorations technologiques entraînant l'automatisation des tâches manuelles et non cognitives quotidiennes – ont engendré d'importantes transformations au sein du marché du travail canadien. Ces tendances ont eu des répercussions considérables sur l'offre et la demande de travailleurs, ainsi que sur la croissance des salaires.

Les salaires horaires ont augmenté lentement au cours des années 1980 et 1990, avant de grimper plus rapidement pendant une grande partie des années 2000, du moins jusqu'à la récession de 2008. Au fil des ans, l'évolution des salaires a varié selon le groupe d'âge, le sexe, le niveau de scolarité et l'industrie. Les jeunes travailleurs, les hommes et les travailleurs moins scolarisés ont généralement enregistré une croissance des salaires plus faible^{Note de bas de page 17}.

Durant l'EF1718, l'économie canadienne a réalisé des progrès considérables en matière de création d'emplois et le taux de chômage a atteint un niveau relativement faible, comme le souligne la section 1.2. Cette conjonction favorable du marché du travail a contribué à la hausse des salaires, mais à un rythme moindre que celui escompté^{Note de bas de page 18}. Comme le démontre le graphique 6, les salaires horaires nominaux moyens ont enregistré une croissance annuelle moyenne de 2,6 % entre l'EF0809 et l'EF1718^{Note de bas de page 19}, tandis qu’ils ont augmenté de 2,1 % durant l'EF1718^{Note de bas de page 20}. De même, la croissance des salaires lors des deux exercices précédents a été inférieure à la moyenne. Tout comme au Canada, la croissance des salaires au sein des pays de l'Organisation de coopération et de développement économiques (OCDE) a été sensiblement plus faible qu'avant la Grande Récession malgré des niveaux comparables de chômage, et est même demeurée basse lors de la reprise^{Note de bas de page 21}.

Graphique 6 - Version textuelle

Exercice financier	Taux de croissance moyen (EF0809 à EF1718)	Taux de croissance
EF0809	2,6 %	3,2 %
EF0910	2,6 %	3,8 %
EF1011	2,6 %	3,9 %
EF1112	2,6 %	1,7 %
EF1213	2,6 %	2,7 %
EF1314	2,6 %	1,9 %
EF1415	2,6 %	3,2 %
EF1516	2,6 %	0,8 %
EF1617	2,6 %	2,4 %
EF1718	2,6 %	2,1 %

• Source : Statistique Canada, Enquête sur l'emploi, la rémunération et les heures de travail (EERH), Tableau 14-10-0209-01.

La dynamique de la croissance des salaires est liée à plusieurs facteurs, notamment la productivité du travail, le resserrement du marché du travail (mesure dans laquelle des ressources supplémentaires en main-d'œuvre demeurent disponibles) et les anticipations inflationnistes. Les transformations démographiques, les changements structuraux et les augmentations des salaires minimums peuvent également avoir des répercussions sur la croissance globale du salaire.

Après avoir affiché une croissance négative durant l'EF1516 (-1,6 %), la productivité du travail dans les entreprises canadiennes a crû lors de l'EF1617 (+1,1 %) et de l'EF1718 (+1,1 %), appuyant ainsi la croissance des salaires^{Note de bas de page 22}. Selon de récentes analyses, bien que la croissance de la productivité du travail ait été l'un des facteurs ayant contribué à la croissance des salaires pendant cette période, ce ne fut que dans une faible mesure^{Note de bas de page 23}.

La chute des prix des produits de base a également freiné la croissance des salaires. En effet, l'Alberta, la Saskatchewan (voir le graphique 7A)^{Note de bas de page 24} et les industries productrices de biens (voir le graphique 7B) ont enregistré une croissance négative des salaires durant l'EF1516. Ces régions ont ensuite observé un regain durant l'EF1617 suite au redressement des prix des produits de base, mais cet élan ne fut toutefois pas soutenu durant l'EF1718 et la croissance des salaires est demeurée inférieure à la moyenne nationale.

Graphique 7A - Version textuelle

Exercice financier	Canada	Saskatchewan	Alberta
EF0809	3,2 %	2,5 %	5,2 %
EF0910	3,8 %	2,7 %	3,6 %
EF1011	3,9 %	4,0 %	5,2 %
EF1112	1,7 %	4,7 %	1,7 %
EF1213	2,7 %	4,4 %	3,5 %
EF1314	1,9 %	1,2 %	2,4 %
EF1415	3,2 %	4,4 %	5,5 %
EF1516	0,8 %	-0,1 %	-0,1 %
EF1617	2,4 %	3,6 %	1,7 %
EF1718	2,1 %	1,7 %	1,3 %

• Source : Statistique Canada, Enquête sur l'emploi, la rémunération et les heures de travail (EERH), Tableau 14-10-0209-01.

Graphique 7B - Version textuelle

Exercice financier	Toutes les industries	Industries productrices de biens	Industries productrices de services
EF0809	3,2 %	1,3 %	3,5 %
EF0910	3,8 %	2,2 %	4,1 %
EF1011	3,9 %	5,2 %	3,6 %
EF1112	1,7 %	2,6 %	1,5 %
EF1213	2,7 %	3,6 %	2,6 %
EF1314	1,9 %	2,5 %	1,5 %
EF1415	3,2 %	5,8 %	2,7 %
EF1516	0,8 %	-2,9 %	1,7 %
EF1617	2,4 %	3,2 %	2,4 %
EF1718	2,1 %	-0,4 %	2,6 %

• Source : Statistique Canada, Enquête sur l'emploi, la rémunération et les heures de travail (EERH), Tableau 14-10-0209-01.

La répercussion relative de la chute des prix des produits de base sur le taux de croissance global des salaires ne dépendait pas uniquement de la mesure dans laquelle les salaires et l'emploi dans ces provinces et industries précises ont évolué, mais également des changements dans la composition globale de l'emploi. Par exemple, bien que la diminution de la rémunération moyenne en Alberta entre 2015 et 2016 puisse être attribuée à la perte d'emplois à haut salaire dans l'industrie d'extraction des ressources, il convient également de noter qu'un changement de composition vers des emplois dans des industries à bas salaire a aussi quelque peu contribué à cette baisse^{Note de bas de page 25}. À l'échelle nationale, la redistribution des travailleurs des industries productrices de biens vers les industries productrices de services, où les salaires sont plus faibles, n'a eu que des répercussions limitées sur la croissance des salaires pendant la période durant laquelle les prix des produits de base ont chuté^{Note de bas de page 26}.

La main-d'œuvre supplémentaire qui est demeurée disponible en dépit du niveau de chômage relativement faible pendant l'EF1718, semblait être l'un des principaux facteurs contribuant à la hausse des salaires plus lente que ce qui est généralement observé lorsque l'économie fonctionne près de son plein potentiel^{Note de bas de page 27}. Par exemple, au cours de l'exercice financier examiné, le chômage de longue durée est demeuré considérablement supérieur à ce qu'il était avant la récession de 2008, tandis que le taux d'activité des jeunes de 15 à 24 ans est pour sa part demeuré sensiblement plus faible (voir le graphique 8)^{Note de bas de page 28}. Le nombre moyen d'heures travaillées est aussi demeuré un peu plus bas (voir la sous-section 1.3.2).

Graphique 8 - Version textuelle

Exercice financier	Chômage de longue durée (échelle de gauche)	Taux d'activité des jeunes (échelle de droite)
EF0708	7,4 %	67,1 %
EF0809	7,1 %	67,1 %
EF0910	9,0 %	65,1 %
EF1011	12,7 %	64,4 %
EF1112	13,6 %	64,2 %
EF1213	12,7 %	63,7 %
EF1314	12,8 %	63,8 %
EF1415	12,6 %	64,3 %
EF1516	11,3 %	64,1 %
EF1617	12,1 %	63,9 %
EF1718	11,6 %	63,8 %

• * Le chômage de longue durée est défini comme l'ensemble des chômeurs à la recherche d'un emploi pendant au moins 12 mois consécutifs. Les pourcentages dans ce graphique représentent les chômeurs de longue durée en tant que proportion de tous les chômeurs.
• Sources : Statistique Canada, Enquête sur la population active, Tableau 14-10-0056-01 (pour le chômage de longue durée) et Tableau 14-10-0287-01 (pour le taux d'activité des jeunes).

Qui plus est, la composition de la population active canadienne en fonction de l'âge est touchée par une transformation démographique, entre autres par une hausse de la proportion de travailleurs âgés de 55 ans et plus observable depuis les dernières années. Ce changement pourrait avoir contribué à la faible croissance des salaires de deux façons. Premièrement, les travailleurs âgés ont enregistré le plus faible taux de croissance moyen du salaire entre l'EF0809 et l'EF1718 par rapport aux jeunes de 15 à 24 ans et aux travailleurs de 25 à 54 ans. Deuxièmement, les baby-boomers prenant leur retraite occupaient des postes à haut salaire et leur départ pourrait ainsi avoir restreint la croissance. Néanmoins, les travailleurs de 25 à 54 ans représentaient le principal groupe d'âge à l'origine de la faible croissance des salaires pendant l'EF1617 et l'EF1718 (voir le tableau 4).

Les jeunes de 15 à 24 ans ont enregistré le taux de croissance des salaires le plus élevé pendant l'EF1718, ce qui pourrait être partiellement attribuable à l'augmentation des salaires minimums^{Note de bas de page 29} (notamment en Ontario), étant donné la grande proportion de jeunes travaillant au salaire minimum (soit environ un jeune de 15 à 19 ans sur deux, et un jeune de 20 à 24 ans sur six en 2013)^{Note de bas de page 30}. De plus, les jeunes travailleurs ont enregistré une croissance moyenne relativement plus forte du salaire entre l'EF0809 et l'EF1718. Cependant, ceci masque des répercussions négatives associées au fait de terminer ses études en pleine récession, comme des préjudices salariaux lors de l'entrée sur le marché du travail et l'incapacité de récupérer les salaires perdus pendant plusieurs années par la suite. Selon certaines études, il est estimé que le déclin continu de la rémunération se situe entre 5 % et 8 % pour ceux ayant reçu leur diplôme au moment de la récession de 2008^{Note de bas de page 31}.

Outre la croissance des salaires chez les jeunes travailleurs, les récentes augmentations des salaires minimums ont aussi semblé avoir des répercussions plus importantes sur les salaires des travailleurs occupant des emplois peu qualifiés. Non seulement le taux de croissance moyen du salaire de ces travailleurs lors de l'EF1718 était plus élevé que celui observé depuis la récession de 2008, il était également supérieur aux taux des travailleurs occupant des emplois hautement et moyennement qualifiés au cours de l'EF1718 (voir le tableau 4). Ce plus grand impact s'explique en partie par le fait que près de la moitié des emplois peu qualifiés se trouvent dans les industries du commerce de détail et des services d'hébergement et de restauration^{Note de bas de page 32} au sein desquelles les employés sont plus susceptibles de recevoir le salaire minimum^{Note de bas de page 33}.

Les récentes hausses des salaires minimums ont également mené à une plus grande proportion de travailleurs gagnant le salaire minimum, passant de 6 % au début de l'année 2017 à 10 % au début de l'année 2018^{Note de bas de page 34}. Lorsque les salaires minimums grimpent, la proportion d'employés le recevant tend également à augmenter puisque les travailleurs qui recevaient auparavant un salaire légèrement supérieur au salaire minimum ont désormais rejoint la population de travailleurs gagnant le salaire minimum, à moins qu'ils n'aient reçu une augmentation correspondante.

Pour ce qui est des distinctions selon le sexe, les hommes gagnaient, en moyenne, un salaire horaire plus élevé (28,24 $) que les femmes (24,46 $) pendant l'EF1718. Le taux de salaire des femmes représentait 86,6 % de celui des hommes^{Note de bas de page 35}. Toutefois, les femmes ont enregistré une croissance moyenne du salaire plus importante (+2,7 %) entre l'EF0809 et l'EF1718 que celle des hommes (+2,3 %), signe que la disparité salariale entre les sexes rétrécit au fil du temps.

Globalement, du point de vue de l'assurance-emploi, les taux de prestations hebdomadaires moyens ont augmenté à un rythme plus lent au cours des derniers exercices (+2,8 %, +0,7 % et +1,6 % lors de l'EF1516, l'EF1617 et l'EF1718, comparativement à +5,8 % et 3,6 % lors de l'EF1314 et l'EF1415). En plus des salaires, d'autres éléments ont eu des répercussions sur les taux de croissance des prestations hebdomadaires moyennes, notamment : des variations touchant le nombre moyen d'heures travaillées par semaine (la rémunération hebdomadaire étant la combinaison des salaires horaires et des heures travaillées par semaine), des différences entre la population active et la population de prestataires d'assurance-emploi, des changements touchant la composition de la population de prestataires, et le fait que le niveau de prestations est calculé en s'appuyant sur la disposition des meilleures semaines variables^{Note de bas de page 36}.

1.3.2 Heures travaillées

Le nombre d'heures d'emploi assurable représente l'un des principaux critères d'admissibilité au régime d'assurance-emploi puisque les prestataires doivent avoir travaillé pendant un nombre minimum d'heures assurables au cours du précédent exercice pour avoir le droit de recevoir des prestations. Ce nombre permet également d'établir, de concert avec le taux de chômage régional, le nombre maximal de semaines de prestations auquel le prestataire a droit.

Divers facteurs influencent l’évolution du nombre d'heures travaillées. Parmi ceux identifiés dans la littérature pour expliquer les différences et les variations du nombre d'heures de travail il y a, entre autres : le statut syndical, la structure industrielle, les conditions d'emploi, les caractéristiques démographiques, les conditions macroéconomiques, les politiques fiscales créant des mesures incitatives ou des obstacles, les préférences et les différences dans la réglementation du marché du travail^{Note de bas de page 37}.

Depuis les quatre dernières décennies, le nombre moyen d'heures travaillées par les Canadiens affiche une tendance à la baisse, ayant décliné de 7,1 % entre l'EF7677 et l'EF1718 (voir le graphique 9)^{Note de bas de page 38}. Au cours des dernières années, en dépit d'une légère diminution observée lors de la chute des prix des produits de base, il est demeuré stable mais sous le niveau enregistré avant la récession de 2008. Pendant l'EF1718, les salariés ont travaillé en moyenne 35,8 heures par semaine. Pour être admissibles aux prestations régulières, les chômeurs doivent avoir accumulé entre 420 et 700 heures d'emploi assurable lors de l'année précédente.

Graphique 9 - Version textuelle

Exercice financier	Nombre moyen d'heures travaillées par semaine
EF7677	38,5
EF7778	38,3
EF7879	38,4
EF7980	38,1
EF8081	37,9
EF8182	37,7
EF8283	37,3
EF8384	37,3
EF8485	37,3
EF8586	37,4
EF8687	37,4
EF8788	37,6
EF8889	37,6
EF8990	37,6
EF9091	37,4
EF9192	37,1
EF9293	37,0
EF9394	37,0
EF9495	37,2
EF9596	37,1
EF9697	36,9
EF9798	36,7
EF9899	36,7
EF9900	36,7
EF0001	36,7
EF0102	36,5
EF0203	36,3
EF0304	36,3
EF0405	36,5
EF0506	36,5
EF0607	36,5
EF0708	36,4
EF0809	36,2
EF0910	35,9
EF1011	35,8
EF1112	36,0
EF1213	36,0
EF1314	36,0
EF1415	35,8
EF1516	35,9
EF1617	35,7
EF1718	35,8

• Remarque : Le nombre moyen d'heures travaillées par semaine est le reflet du nombre d'heures habituellement travaillées lors de la semaine de référence de l'Enquête sur la population active par les employés canadiens, dans le cadre de leur emploi principal.
• Source : Statistique Canada, Enquête sur la population active, Tableau 14-10-0030-01.

Tout comme le Canada, d'autres pays du G7 ont observé une diminution du nombre d'heures travaillées par semaine depuis le début du 21e siècle. Par exemple, l'Italie et le Japon, où le nombre moyen d'heures travaillées par semaine figurait parmi les plus élevés, ont enregistré les plus importants déclins depuis 2000. Le Canada se situait pour sa part au quatrième rang du nombre moyen d'heures travaillées chaque semaine en 2017^{Note de bas de page 39}.

La réduction du nombre moyen d'heures travaillées par semaine au Canada s'explique par un changement dans la répartition des heures de la semaine de travail depuis les années 90, pour toutes les catégories d'heures. Une plus grande proportion de personnes ont travaillé moins de 29 heures par semaine ou de 30 à 39 heures par semaine entre l'EF7677 et l'EF1718, tandis qu'une plus petite proportion de personnes ont travaillé de 40 à 49 heures par semaine ou de plus longues heures (50 ou plus) au cours de cette même période (voir le graphique 10).

Graphique 10 - Version textuelle

heures travaillées par semaine	EF7677	EF9798	EF1718
0 à 29 heures	12,6 %	18,9 %	19,0 %
30 à 39 heures	23,6 %	26,7 %	30,2 %
40 à 49 heures	53,4 %	43,1 %	43,3 %
50 heures et plus	10,4 %	11,3 %	7,6 %

• Source : Statistique Canada, Enquête sur la population active, Tableau 14-10-0030-01.

Bien que le nombre d'heures travaillées par semaine ait décliné, la grande majorité (81,0 %) des travailleurs canadiens ont continué d'indiquer qu'ils travaillaient à temps plein (soit 30 heures ou plus par semaine) lors de l'EF1718. Toutefois, la proportion d'employés occupant un poste à temps plein a diminué de 6,4 points de pourcentage entre l'EF7677 et l'EF1718^{Note de bas de page 40}.

Durant l'EF1718, une plus grande proportion des travailleurs à temps partiel (moins de 30 heures par semaine) avait choisi volontairement de ne pas travailler à temps plein pour poursuivre des études (29,2 %) ou pour des raisons personnelles (28,1 %). La proportion de travailleurs à temps partiel ayant indiqué qu'ils souhaiteraient travailler à temps plein, également connu sous le nom de « taux d'emploi à temps partiel involontaire », était de 23,6 % lors de l'EF1718^{Note de bas de page 41}. Il s'agit du plus faible taux enregistré depuis la fin de la récession de 2008^{Note de bas de page 42}.

En moyenne, les femmes travaillaient moins d'heures par semaine que les hommes, soit 32,9 heures par rapport à 38,4 heures lors de l'EF1718, et étaient moins susceptibles de travailler à temps plein, soit 73,9 % comparativement à 87,5 % chez les hommes pendant la période de référence. Les résultats selon l'âge correspondaient à ceux attendus : les travailleurs de 25 à 54 ans travaillaient en moyenne de plus longues heures par semaine (37,7 lors de l'EF1718) comparativement aux jeunes travailleurs (27,2) et aux travailleurs âgés de 55 ans et plus (35,3) (voir le tableau 5). Tous les groupes d'âge ont enregistré une diminution de leur nombre moyen d'heures travaillées au cours des quatre dernières décennies, mais le déclin est encore plus prononcé chez les jeunes de 15 à 24 ans, ceux-ci ayant observé une chute de 22,0 % entre l'EF7677 et l'EF1718. Ce fléchissement peut être attribué au plus grand nombre d'inscriptions à des programmes d'études secondaires et postsecondaires depuis les années 1980 et 1990, ce qui a fait en sorte que davantage de jeunes travaillent à temps partiel alors qu'ils poursuivent leurs études, plutôt que de quitter l'école pour commencer à travailler immédiatement à temps plein.

La proportion de plus en plus importante de travailleurs âgés au sein de la population active, qui a presque doublé entre l'EF7677 et l'EF1718 en passant de 11,7 % à 21,3 %^{Note de bas de page 43}, a également eu des répercussions sur le nombre moyen d'heures travaillées. Étant donné que le nombre d'heures travaillées par semaine chez les travailleurs âgés a toujours été généralement plus faible que la moyenne canadienne et qu'il a chuté à un rythme plus rapide que la moyenne nationale pendant les quarante dernières années, la proportion croissante de travailleurs âgés exerce une pression à la baisse sur le nombre moyen d'heures travaillées au fil du temps.

Tout comme la proportion plus importante de travailleurs âgés et le nombre croissant de jeunes inscrits à des études, la proportion grandissante de travailleurs au sein des industries productrices de services, soit 78,9 % lors de l'EF1718 par rapport à 65,5 % lors de l'EF7677^{Note de bas de page 44}, a également contribué à la diminution du nombre moyen d'heures travaillées par semaine. Puisque les employés des industries productrices de services travaillent en moyenne moins d'heures par semaine (34,6 heures pendant l'EF1718) que les travailleurs des industries productrices de biens (40,5 heures), le nombre croissant de travailleurs au sein des industries productrices de services a mené à un déclin du nombre moyen d'heures travaillées par semaine depuis les quarante dernières années.

Du point de vue de l'assurance-emploi, le fait que certaines personnes travaillent moins d'heures par semaine que d'autres (par exemple, les femmes et les travailleurs des industries productrices de services comparativement aux hommes et aux travailleurs des industries productrices de biens) fait en sorte qu'elles sont plus susceptibles de ne pas être en mesure d'accumuler le nombre requis d'heures d'emploi assurable pour être admissibles à des prestations. Pour les personnes qui y sont admissibles, elles pourraient recevoir un nombre de semaines de prestations moins élevé en moyenne. De plus, les femmes et les travailleurs des industries productrices de services reçoivent souvent des salaires horaires inférieurs^{Note de bas de page 45}, ce qui peut mener à des taux de prestations hebdomadaires plus faibles lorsqu'une demande est établie, et à un total de prestations versées proportionnellement moindre en moyenne.

Lors de l'EF1718, le nombre d'heures travaillées par semaine en Alberta, en Saskatchewan et dans la plupart des provinces de l'Atlantique était généralement plus élevé que la moyenne canadienne, tandis que le nombre d'heures travaillées au Québec et en Colombie-Britannique était plus petit (voir le graphique 11). En ce qui concerne les salaires horaires moyens, l'Alberta était l'unique province à afficher un niveau considérablement supérieur à la moyenne nationale lors de la période de référence, alors que la plupart des provinces de l'Atlantique enregistraient des niveaux inférieurs. Ces différences d'une province à l'autre peuvent être attribuées à des variations régionales importantes au chapitre des conjonctures économiques et des situations du marché du travail, comme des différences entre les secteurs économiques, les caractéristiques du marché du travail et les conditions de l'emploi. Puisque l'admissibilité au régime d'assurance-emploi est sensible à la conjoncture économique et aux conditions du marché du travail dans une région donnée, les provinces affichant un nombre d'heures travaillées supérieur à la moyenne n'ont pas toujours eu des taux élevés d'admissibilité à l'assurance-emploi. C'est notamment le cas, par exemple, de l'Alberta qui a affiché des taux d'admissibilité inférieurs à la moyenne canadienne dans les dernières années (voir la section 2.2). Il est important de noter que l'admissibilité au régime d'assurance-emploi peut aussi varier à l'intérieur même d'une province.

Graphique 11 - Version textuelle

Province	Heures travaillées en moyenne par semaine	Salaires horaires moyens
Terre-Neuve-et-Labrador	38,1	24,89 $
Île-du-Prince-Édouard	37,5	22,02 $
Nouvelle-Écosse	36,3	23,44 $
Nouveau-Brunswick	37,3	22,54 $
Québec	35,0	25,10 $
Ontario	35.9	26,66 $
Manitoba	35,9	24,23 $
Saskatchewan	37,0	26,96 $
Alberta	36.9	30,26 $
Colombie-Britannique	35,3	26,02 $
Canada	35,8	26,37 $

• Sources : Statistique Canada, Enquête sur la population active, Tableau 14-10-0030-01 (pour le nombre d'heures travaillées par semaine) et Tableau 14-10-0065-01 (pour les salaires horaires).

1.3.3 Raisons menant au chômage

Les changements qui ont touché l'offre et la demande de travail au cours des dernières décennies ont engendré des nouvelles dynamiques de l'emploi et du chômage menant à des changements dans la composition de la population de chômeurs. Par exemple, la proportion de jeunes de 15 à 24 ans parmi l'ensemble de la population de chômeurs a diminué de près de la moitié entre l'EF7677 et l'EF1718, tandis que la proportion de personnes âgées de 55 ans et plus a plus que doublé pendant cette même période^{Note de bas de page 46}. Les événements menant à une cessation d'emploi (comme une mise à pied, un départ à la retraite ou un retour aux études) peuvent être différents entre les deux groupes d'âge. De même, le chômage peut être causé par plusieurs facteurs, et les raisons ayant mené à cette situation représentent l'un des principaux facteurs permettant de déterminer l'admissibilité à l'assurance-emploi^{Note de bas de page 47}. Généralement, les prestations régulières sont uniquement offertes aux personnes ayant perdu leur emploi pour des raisons hors de leur contrôle ou pour un motif valable.

Pendant l'EF1718, les personnes ayant connu une période de chômage après avoir perdu leur emploi représentaient la proportion la plus importante de la population de chômeurs au Canada (41,5 %). Neuf de ces personnes sur dix se sont retrouvées au chômage en raison d'une mise à pied permanente. La proportion de personnes ayant perdu leur emploi a fluctué depuis le début des années 2000, dépassant les 50 % tout juste à la fin de la récession de 2008 et augmentant légèrement lors de la chute des prix des produits de base (voir le graphique 12). Une plus grande proportion d'hommes a indiqué être au chômage après avoir perdu un emploi comparativement aux femmes (soit 46,1 % par rapport à 35,6 % lors de l'EF1718).

Graphique 12 - Version textuelle

Exercice financier	Ont perdu leur emploi	Ont quitté leur emploi	N'ont pas travaillé au cours de la dernière année	N'ont jamais travaillé
EF8081	51,7 %	27,2 %	15,7 %	5,4 %
EF8182	54,5 %	25,0 %	15,6 %	4,9 %
EF8283	60,3 %	17,6 %	17,7 %	4,3 %
EF8384	55,0 %	16,5 %	23,6 %	4,9 %
EF8485	53,8 %	18,6 %	23,0 %	4,5 %
EF8586	52,8 %	21,1 %	21,9 %	4,2 %
EF8687	53,8 %	21,9 %	20,3 %	4,1 %
EF8788	52,2 %	24,1 %	19,9 %	3,8 %
EF8889	51,2 %	27,0 %	18,6 %	3,2 %
EF8990	53,1 %	26,2 %	17,7 %	2,9 %
EF9091	57,6 %	23,4 %	16,5 %	2,5 %
EF9192	57,3 %	19,1 %	20,2 %	3,4 %
EF9293	55,3 %	15,9 %	24,8 %	4,0 %
EF9394	51,5 %	15,5 %	28,3 %	4,8 %
EF9495	49,4 %	15,7 %	30,0 %	4,9 %
EF9596	50,4 %	15,9 %	27,6 %	6,0 %
EF9697	47,5 %	16,2 %	28,8 %	7,6 %
EF9798	44,4 %	17,7 %	27,4 %	10,5 %
EF9899	46,5 %	18,0 %	24,9 %	10,6 %
EF9900	46,9 %	19,0 %	23,2 %	10,9 %
EF0001	44,4 %	21,5 %	22,6 %	11,5 %
EF0102	47,2 %	20,8 %	21,8 %	10,2 %
EF0203	47,3 %	21,5 %	23,6 %	7,5 %
EF0304	47,0 %	21,7 %	23,4 %	7,9 %
EF0405	45,6 %	22,5 %	23,4 %	8,6 %
EF0506	45,4 %	22,2 %	23,1 %	9,3 %
EF0607	45,4 %	23,1 %	21,8 %	9,7 %
EF0708	45,7 %	24,2 %	21,5 %	8,7 %
EF0809	48,9 %	22,1 %	20,7 %	8,3 %
EF0910	51,7 %	18,0 %	22,3 %	8,1 %
EF1011	45,4 %	17,6 %	27,3 %	9,7 %
EF1112	42,4 %	18,3 %	27,7 %	11,7 %
EF1213	42,9 %	18,4 %	27,0 %	11,7 %
EF1314	43,8 %	17,9 %	26,9 %	11,4 %
EF1415	43,5 %	18,6 %	26,3 %	11,6 %
EF1516	45,6 %	17,5 %	25,9 %	11,1 %
EF1617	43,8 %	17,9 %	26,2 %	12,1 %
EF1718	41,5 %	18,3 %	27,9 %	12,4 %

• Source : Statistique Canada, Enquête sur la population active, Tableau 14-10-0125-01.

Les personnes ayant connu une période de chômage après avoir quitté leur emploi représentaient 18,3 % de la population de chômeurs pendant l'EF1718. Après la récession de 2008, la proportion de personnes ayant quitté leur emploi a chuté et est demeurée inférieure à 20 %. Lors de périodes de forte croissance économique, les personnes occupant déjà un emploi sont souvent plus disposées à le quitter pour un autre mieux rémunéré^{Note de bas de page 48}. Au cours des précédentes périodes de reprise économique au Canada, la proportion de travailleurs ayant quitté leur emploi a augmenté à des rythmes différents, notamment après la récession du début des années 1980 et celle du début des années 1990. Cette situation n'a toutefois pas été observée après la récession de 2008.

En se penchant sur les statistiques selon l'âge, une proportion beaucoup plus élevée de chômeurs de 15 à 24 ans avait quitté leur emploi comparativement à la proportion de chômeurs de 25 à 54 ans et à celle de chômeurs de 55 ans et plus (voir le graphique 13). Cette situation pourrait être en partie le reflet de la tendance à retourner aux études chez les 15 à 24 ans, de la dynamique des emplois étudiants à temps partiel et des transitions de l'école vers le travail chez les jeunes.

Graphique 13 - Version textuelle

Catégorie d'âge	Ont perdu leur emploi	Ont quitté leur emploi	N'ont pas travaillé au cours de la dernière année	N'ont jamais travaillé
15 ans et plus	41,5 %	18,3 %	27,9 %	12,4 %
15 à 24 ans	29,6 %	26,2 %	14,8 %	29,3 %
25 à 54 ans	45,1 %	16,9 %	30,4 %	7,5 %
55 ans et plus	46,9 %	11,2 %	38,5 %	3,4 %

• Source : Statistique Canada, Enquête sur la population active, Tableau 14-10-0125-01.

En plus de ceux qui ont quitté ou perdu leur emploi, la population de chômeurs comprend également les personnes qui n'ont pas d'expérience de travail récente, soit parce qu'elles n'ont pas travaillé au cours de la dernière année (ou pendant une période encore plus longue) ou parce qu'elles n'ont jamais travaillé^{Note de bas de page 49}.

Le premier groupe, soit les personnes qui n'ont pas travaillé au cours de la dernière année, représentait 27,9 % de la population de chômeurs au cours de l'EF1718. Cette proportion a crû de 7,0 points de pourcentage dans les années suivant la récession de 2018, et est demeurée relativement stable par la suite (voir le graphique 12). Pendant l'EF1718, ce groupe comptait une plus grande proportion de femmes que d'hommes. Les personnes âgées de 55 ans et plus étaient aussi plus susceptibles de se retrouver dans cette situation comparativement aux deux autres groupes d'âge (voir le graphique 13).

Qui plus est, les chômeurs de 55 ans et plus étaient plus susceptibles d'être des chômeurs de longue durée (des personnes à la recherche d'un emploi depuis au moins 12 mois consécutifs), affichant un taux de 18,9 % au cours de l'EF1718, comparativement à 5,2 % chez les personnes de 15 à 24 ans et 12,0 % chez celles de 25 à 54 ans^{Note de bas de page 50}. Les personnes plus âgées peuvent être confrontées à des défis lorsqu'elles cherchent un travail, notamment puisqu'elles sont généralement moins scolarisées et moins susceptibles d'avoir récemment poursuivi des études ou suivi une formation liée à l'emploi que leurs homologues plus jeunes^{Note de bas de page 51}.

Lors de l'EF1718, le Canada affichait toujours la proportion de chômage de longue durée la plus faible parmi les pays du G7^{Note de bas de page 52} (11,6 %). Toutefois, ce chiffre était nettement plus élevé que le taux enregistré au début de la dernière récession (7,1 % pendant l'EF0809). Des périodes de chômage prolongées peuvent nuire aux possibilités de trouver un emploi et avoir un impact négatif sur la rémunération des emplois futurs, ce qui témoigne, entre autres, de la perte de connaissances et de compétences associées à un long épisode de chômage.

Le second groupe parmi les chômeurs n'ayant pas d'expérience de travail récente, ceux n'ayant jamais travaillé, représentait 12,4 % du total de la population de chômeurs durant l'EF1718. Bien que ce groupe représentait moins de 10 % des chômeurs durant les années 2000, sa proportion a augmenté au-delà de ce niveau lors de l'EF1011 et est demeurée relativement stable par la suite (voir le graphique 12). Comme prévu, un grand nombre de chômeurs de 15 à 24 ans se retrouvent dans cette catégorie. Cette situation peut être en partie attribuable à un manque inhérent d'expérience de travail ou à un niveau de scolarité insuffisant. De plus, comme le soulève l'OCDE, ces jeunes pourraient ne pas avoir acquis les compétences relatives à l'employabilité que cherchent les employeurs^{Note de bas de page 53}.

Du point de vue de l'assurance-emploi, la plus grande proportion de chômeurs n'ayant pas d'expérience de travail récente a des répercussions sur les indicateurs d'accessibilité et de couverture de l'assurance-emploi. L'admissibilité aux prestations régulières est déterminée en fonction du nombre d'heures d'emploi assurable qu'une personne a accumulé au cours des 52 semaines précédentes. Les indicateurs utilisés pour évaluer la couverture et l'accès aux prestations, comme le ratio de bénéficiaires de prestations régulières par rapport au nombre de chômeurs, se fondent sur l'ensemble des chômeurs (incluant de ce fait les personnes n'ayant pas d'expérience de travail récente) et sont donc touchés par cette tendance.