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 2 - 2 Prestations régulières d'assurance-emploi

Demandes de prestations régulières d'assurance-emploi et montant versé selon la province ou le territoire, le sexe et l'âge

Comme l'indique le graphique 7, le nombre de demandes de prestations régulières d'a.-e. établies a augmenté dans 6 des 10 provinces, et dans 2 des 3 territoires. Du côté des provinces, le nombre de demandes de prestations a considérablement augmenté en importance à Terre-Neuve-et-Labrador (+6 580 demandes ou +11,8 %). La plus importante diminution du nombre de demandes a été observée en Alberta (-28 740 demandes ou -20,4 %).

Graphique 7 – Version textuelle

Province ou territoire	Variation en pourcentage du nombre de demandes établies	Variation en pourcentage des montants versés
Colombie-Britannique	-1,9 %	-2,0 %
Alberta	-20,4 %	-20,7 %
Saskatchewan	3,2 %	5,0 %
Manitoba	2,3 %	9,7 %
Ontario	1,7 %	3,7 %
Québec	-1,6 %	2,3 %
Nouveau-Brunswick	0,7 %	3,8 %
Nouvelle-Écosse	2,0 %	7,9 %
Île du-Prince-Édouard	-2,8 %	8,9 %
Terre-Neuve et Labrador	11,8 %	16,0 %
Yukon	-8,0 %	0,9 %
Territoires du nord-ouest	1,1 %	7,6 %
Nunavut	5,2 %	37,5 %

• Remarque : Comprend les demandes pour lesquelles au moins 1 $ en prestations régulières d'a.-e. a été versé.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi (a.-e.). Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

Quant au montant total des prestations régulières d'a.-e. versées au cours de l'EF1718, il a augmenté dans toutes les provinces et tous les territoires (voir le graphique 7) par rapport à l'exercice précédent, sauf en Alberta (-20,7 %) et en Colombie-Britannique (-2,0 %). En revanche, c'est au Nunavut (+37,5 %), suivi de Terre-Neuve-et-Labrador (+16,0 %), que l'on a constaté la plus forte augmentation en pourcentage des montants versés. Même si l'augmentation en pourcentage des prestations versées était modérée en Ontario et au Québec, ces deux provinces ont continué de recevoir la moitié (49,3 %) de toutes les prestations régulières d'a.-e. versées au cours de l'EF1718.

Le tableau 7 indique le nombre de demandes de prestations régulières d'a.-e. établies et le montant versé selon le sexe et le groupe d'âge. Le nombre de demandes de prestations établies par des hommes et des femmes a diminué au cours de la période considérée par rapport à l'exercice précédent (-2,2 % et -0,7 %, respectivement). La part des demandes de prestations établies selon le sexe est demeurée stable d'une année à l'autre.

Pour ce qui est du montant total versé en prestations régulières d'a.-e., les hommes représentaient 66,1 % du total des prestations versées au cours de l'EF1718, en baisse comparativement à 68,0 % au cours de l'exercice précédent. Par conséquent, la part des prestations versées aux femmes est passée de 32,0 % pour l'EF1617 à 33,9 % pour l'EF1718.

Le nombre de demandes de prestations établies et le montant versé en prestations régulières d'a.-e. ont diminué pour tous les groupes d'âge au cours de la période de référence par rapport à l'exercice précédent, sauf pour les prestataires âgés de 55 ans et plus. Les prestataires âgés de 25 à 44 ans ont continué de représenter la plus grande part des demandes de prestations régulières au cours de l'EF1718, tandis que la part la plus faible se rapportait aux jeunes prestataires âgés de moins de 25 ans.

Une tendance marquante observée au cours des dernières années montre que, bien que la part des nouvelles demandes de prestations établies par différents groupes d'âge ait été relativement stable, la part des nouvelles demandes de prestations établies par des prestataires âgés de 55 ans et plus a augmenté lentement mais régulièrement au cours des dernières années. Les tendances observées chez les prestataires plus âgés sont sans doute attribuables en partie au vieillissement de la population canadienne et à la composition de la population active. Les personnes de cette catégorie d'âge représentaient 21,1 % de la population active au cours de l'EF1718, en hausse comparativement à 14,9 % au cours de l'EF0708 (+6,2 points de pourcentage)^{Note de bas de page 17}.

Demandes de prestations régulières d'assurance-emploi et montant versé selon l'industrie

Pour l'EF1718, le nombre de nouvelles demandes établies pour les prestations régulières d'a.-e. a légèrement augmenté par rapport à l'exercice précédent dans les industries productrices de biens (+17 360 demandes ou +3,6 %), alors qu'il est demeuré stable dans les industries productrices de services, comme le montre le tableau 8. Parmi les industries productrices de biens, l'industrie de la construction représentait plus de la moitié (57,5 %) de toutes les demandes de prestations établies et a affiché la plus forte augmentation au cours de l'EF1718, par rapport à l'exercice précédent. En revanche, la baisse la plus importante a été relevée dans l'industrie de l'extraction minière, pétrolière et gazière, où le nombre de demandes de prestations a diminué de 12,6 %. Parmi les industries productrices de services, l'industrie des services d'enseignement a représenté la plus grande part des demandes de prestations au cours de l'EF1718 (20,6 %). D'une année à l'autre, la plus forte augmentation en pourcentage du nombre de demandes de prestations établies pour les industries productrices de services a été observée dans l'industrie de la finance et de l'assurance (+6,7 %), tandis que la plus forte diminution a été enregistrée dans l'industrie de la vente en gros (-8,7 %).

Le montant des prestations versées aux prestataires des industries productrices de biens a diminué de 54,1 millions de dollars (-1,0 %) au cours de la période de référence par rapport à l'exercice précédent, alors que dans les industries productrices de services, il a augmenté de 310,9 millions de dollars (+4,6 %). La baisse des montants versés dans les industries productrices de biens est principalement attribuable à la forte diminution (-138,8 millions de dollars ou -30,9 %) dans l'industrie de l'extraction minière, pétrolière et gazière. Cette baisse a été compensée par des hausses dans le secteur des services publics (+14,3 %) et dans le secteur de l'agriculture, foresterie, pêche et chasse (+12,2 %).

Le montant total des prestations régulières d'a.-e. versées aux prestataires des industries productrices de services a augmenté de 310,9 millions de dollars (+4,6 %) au cours de l'EF1718, par rapport à l'exercice précédent. Cette augmentation est principalement attribuable au secteur des services d'enseignement où les prestataires ont reçu 154,9 millions de dollars (+22,3 %) de plus pour l'EF1718 que pour l'exercice précédent. Les secteurs des services d'hébergement et de restauration et des services d'information, de culture et de loisirs ont également connu des augmentations importantes du montant des prestations régulières d'a.-e. (+12,8 % et +12,0 %, respectivement). En revanche, c'est dans le secteur des services professionnels, scientifiques et techniques (-9,8 % ou -65,4 millions de dollars) que l'on a observé la plus forte baisse en pourcentage des montants versés au cours de l'année visée par le rapport.

Le graphique 8 illustre les variations en pourcentage du nombre de nouvelles demandes de prestations régulières, du montant versé et de l'emploi par groupe d'industries au cours de l'EF1718 par rapport à l'exercice précédent. Les gains d'emplois dans les industries productrices de biens ont été légèrement supérieurs à celles des industries productrices de services, tandis que l'augmentation des demandes de prestations dans les industries productrices de biens a été plus importante que dans les industries productrices de services. Les variations des montants versés dans les industries productrices de biens et de services ont emprunté une direction opposée : les prestataires des industries productrices de biens ont reçu 1,0 % de moins en prestations régulières d'a.-e. au cours de l'EF1718 par rapport à l'exercice précédent, alors que ceux des industries productrices de services ont reçu 4,6 % de plus en versements de prestations.

Graphique 8 – Version textuelle

Industrie	Demandes de prestations régulières	Montants versés	Emploi
Industries productrices de biens	3,6 %	-1,0 %	2,1 %
Industries productrices de services	0,2 %	4,6 %	1,8 %

• Remarque : Comprend les demandes pour lesquelles au moins 1 $ en prestations régulières d'a.-e. a été versé.
• Source: Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi (a.-e.). Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e. Statistique Canada, Enquête sur la population active, tableau 14-10-0022-01.

Prestations régulières d'assurance-emploi et entreprises

Selon les données fiscales de 2016^{Note de bas de page 18} provenant de l'Agence du revenu du Canada (ARC), le nombre d'entreprises actives au Canada est demeuré stable (augmentation de 0,4 %) par rapport à 2015. Sur les 1,2 million d'entreprises, 311 600 (représentant 26,0 % de toutes les entreprises) comptaient au moins un employé qui avait reçu des prestations régulières d'a.-e.

Le tableau 9 indique le nombre d'entreprises, d'emplois et de prestataires réguliers d'a.-e. selon la taille des entreprises^{Note de bas de page 19}. La proportion d'entreprises qui comptaient au moins un employé touchant des prestations régulières d'a.-e. varie grandement selon la taille de l'entreprise, les petites entreprises étant moins susceptibles d'être le dernier employeur d'un prestataire. En 2016, par exemple, 20,5 % des petites entreprises comptaient au moins un ancien employé ayant reçu des prestations régulières d'a. e., comparativement à 75,3 % pour les entreprises de petite à moyenne taille, à 95,2 % pour les entreprises de moyenne à grande taille et à 99,6 % pour les grandes entreprises.

Cependant, lorsqu'on compare le nombre de prestataires touchant des prestations régulières d'a.-e. à la répartition de la main-d'œuvre selon la taille de l'entreprise, on constate que les employés des petites entreprises sont surreprésentés chez les prestataires réguliers de l'a.-e. Comme le fait ressortir le tableau 9, les petites entreprises représentaient 21,7 % de l'effectif total, alors qu'elles comptaient 26,3 % de l'ensemble des prestataires réguliers de l'a.-e. en 2016. De même, les employés des entreprises de petite à moyenne taille étaient également surreprésentés parmi les prestataires réguliers de l'a.-e. Ces entreprises représentaient 19,7 % du nombre total d'employés et 24,7 % du nombre total de prestataires réguliers de l'a.-e. Cet écart entre la part de l'emploi et la part des prestataires réguliers de l'a.-e. se rétrécit pour les entreprises de moyenne à grande taille. Par contre, dans le cas des grandes entreprises, on a observé le contraire. Ces entreprises comptaient 42,6 % de la main-d'œuvre totale au Canada en 2016, mais seulement 31,3 % du nombre total de prestataires réguliers de l'a.-e. La proportion plus élevée des employés des petites entreprises ayant recours aux prestations régulières d'a.-e. donne à penser que les petites entreprises sont plus vulnérables aux conjonctures économiques ou commerciales difficiles que les grandes entreprises et doivent donc faire des ajustements plus importants dans leurs effectifs, se traduisant par un pourcentage accru de leurs salariés demandant des prestations régulières d'a.-e. en raison de mises à pied. De plus, cette tendance peut aussi être influencée par des caractéristiques liées à l'industrie, comme la plus grande prévalence des emplois saisonniers dans les petites entreprises plus susceptibles, en général, de recourir à l'a.-e., relativement à la moyenne nationale dans certaines industries^{Note de bas de page 20}.

Demandes de prestations régulières d'assurance-emploi et montant versé selon la catégorie de prestataires de l'assurance-emploi

Le tableau 10 indique le nombre de demandes de prestations régulières d'a.-e. établies et le montant versé par catégorie de prestataires d'a.-e.^{Note de bas de page 21} Le nombre de demandes de prestations établies par les travailleurs de longue date a diminué de 5,8 % au cours de la période examinée par rapport à l'exercice précédent. Au cours de la même période, le montant total versé aux travailleurs de longue date a diminué de 9,2 %, pour se fixer à 3 343,6 millions de dollars. Par contre, le nombre de demandes de prestations établies par les prestataires occasionnels et le montant qui leur a été versé ont légèrement changé au cours de l'EF1718 par rapport à l'exercice précédent. Enfin, le nombre de demandes de prestations établies par les prestataires fréquents a légèrement augmenté au cours de la période à l'étude, tandis que le montant total versé aux prestataires de cette catégorie a augmenté de façon plus marquée (+256,0 millions de dollars ou +9,2 %).

Le tableau 10 montre également que les travailleurs de longue date, qui sont plus susceptibles d'avoir contribué de façon importante au régime d'a.-e. grâce à leurs cotisations, continuent proportionnellement de bénéficier davantage des prestations régulières d'a.-e. Au cours de l'EF1718, ils représentaient 23,9 % de toutes les nouvelles demandes de prestations régulières établies, alors qu'ils recevaient 26,5 % du montant total versé. Par contre, les prestataires occasionnels ont proportionnellement moins reçu. Ils représentaient 53,8 % de toutes les nouvelles demandes établies au cours de l'EF1718, mais ils ont reçu 49,6 % du montant total versé. Les prestataires fréquents représentaient 22,3 % du total des nouvelles demandes de prestations régulières au cours de l'année visée par le rapport et ont reçu 23,9 % du montant total versé.

Les graphiques 9 et 10 présentent les parts des demandes de prestations régulières d'a.-e. établies et le montant total versé par catégorie de prestataires pour les EF0910 à EF1718.

Graphique 9 – Version textuelle

Exercice financier	Travailleurs de longue date	Prestataires occasionnels	Prestataires fréquents
EF0910	30,0 %	51,4 %	18,6 %
EF1011	24,0 %	53,9 %	22,1 %
EF1112	25,6 %	51,8 %	22,6 %
EF1213	23,3 %	53,1 %	23,6 %
EF1314	21,5 %	55,1 %	23,4 %
EF1415	19,5 %	57,8 %	22,7 %
EF1516	26,6 %	51,9 %	21,5 %
EF1617	24,9 %	53,5 %	21,6 %
EF1718	23,9 %	53,8 %	22,3 %

• Remarque : Comprend les demandes pour lesquelles au moins 1 $ en prestations régulières d'a.-e. a été versé.
• * Consulter l'annexe 2.1 pour connaître la définition des catégories de prestataires d'a.-e. dont il est question dans ce graphique.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi (a.-e.). Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

Graphique 10 – Version textuelle

Exercice financier	Travailleurs de longue date	Prestataires occasionnels	Prestataires fréquents
EF0910	5,1 $	6,9 $	2,7 $
EF1011	4,4 $	5,7 $	2,7 $
EF1112	3,2 $	5,2 $	2,8 $
EF1213	2,7 $	5,0 $	2,8 $
EF1314	2,4 $	5,3 $	2,7 $
EF1415	2,1 $	5,7 $	2,7 $
EF1516	3,1 $	6,1 $	2,9 $
EF1617	3,7 $	6,2 $	2,8 $
EF1718	3,3 $	6,3 $	3,0 $

• Remarque : Comprend les demandes pour lesquelles au moins 1 $ en prestations régulières d'a.-e. a été versé.
• * Consulter l'annexe 2.1 pour connaître la définition des catégories de prestataires d'a.-e. dont il est question dans ce graphique.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi (a.-e.). Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

Demandes de prestations régulières d'assurance-emploi selon le nombre d'heures d'emploi assurable et selon le taux de chômage de la région économique de l'assurance-emploi où la demande a été établie

L'une des conditions d'admissibilité aux prestations régulières d'a.-e. est l'accumulation d'un nombre suffisant d'heures d'emploi assurable pendant la période de référence. Le nombre d'heures requises dépend du taux de chômage dans la région économique de l'a.-e. où la demande a été établie, soit la norme variable d'admissibilité (NVA). Plus le taux de chômage est élevé dans une région donnée, moins le nombre d'heures nécessaires pour être admissible aux prestations régulières d'a.-e. est élevé (consulter l'annexe 2.2 pour la ventilation complète du nombre d'heures requises d'emploi assurable et le taux de chômage régional correspondant). La sous-section 2.2.2. traite en détail de l'admissibilité et de l'accès aux prestations régulières d'a.-e.

Le tableau 11 présente la répartition des demandes de prestations régulières d'a.-e. pour les cinq dernières années selon le nombre d'heures d'emploi assurable au cours de la période de référence. Comme pour les exercices précédents, les prestataires qui ont accumulé plus de 1 820 heures d'emploi assurable représentaient la plus grande part (25,5 %) du total des nouvelles demandes de prestations régulières d'a.-e. établies au cours de l'EF1718. Cette proportion est demeurée relativement inchangée par rapport à l'exercice précédent. En revanche, les prestataires ayant moins de 700 heures d'emploi assurable représentaient la plus faible proportion (5,1 %), soit 0,7 point de pourcentage de moins que l'exercice précédent. Toutes les catégories présentées dans le tableau 11 ont connu une variation de moins de 1,0 point de pourcentage dans leur part au cours de l'EF1718 par rapport à l'exercice précédent.

Le graphique 11 présente le nombre moyen d'heures d'emploi assurable par demande de prestations régulières d'a.-e. établies pour les EF0910 à EF1718 selon le sexe. Au cours de la période examinée, en moyenne au Canada, les prestataires avaient accumulé 1 369 heures d'emploi assurable au cours de leur période de référence, en hausse par rapport aux 1 363 heures pour l'EF1617. La différence entre le nombre moyen d'heures d'emploi assurable chez les hommes et chez les femmes s'est maintenue à environ 60 heures au fil des ans. Au cours de l'EF1718, les hommes avaient en moyenne 59 heures d'emploi assurable de plus que les femmes. Cela peut s'expliquer par le fait qu'une proportion plus élevée de femmes que d'hommes occupent des emplois à temps partiel ou temporaires et accumulent donc moins d'heures d'emploi assurable en moyenne.

Graphique 11 – Version textuelle

Exercice financier	Hommes	Femmes	Canada
EF0910	1 385	1 325	1 362
EF1011	1 358	1 309	1 338
EF1112	1 377	1 315	1 352
EF1213	1 393	1 328	1 367
EF1314	1 400	1 338	1 376
EF1415	1 406	1 342	1 381
EF1516	1 418	1 353	1 393
EF1617	1 385	1 328	1 363
EF1718	1 392	1 333	1 369

• Remarque : Comprend les demandes pour lesquelles au moins 1 $ en prestations régulières d'a.-e. a été versé.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi (a.-e.). Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

Au cours de l'EF1718, les prestataires âgés de 25 à 44 ans ont accumulé le plus grand nombre d'heures d'emploi assurable pendant leur période de référence (1 401 heures), suivis de ceux âgés de 45 à 54 ans (1 397 heures). Par contre, les jeunes prestataires âgés de moins de 25 ans ont accumulé le plus petit nombre d'heures d'emploi assurable (1 304 heures) pendant l'EF1718, suivis de près par les prestataires âgés de plus de 55 ans (1 309 heures).

De plus, le nombre moyen d'heures d'emploi assurable par demande de prestations durant la période de référence variait également selon la province et le territoire pour l'EF1718. En général, le nombre d'heures d'emploi assurable par demande dans les provinces de l'Atlantique et les territoires tend à être inférieur à celui des autres régions. Cette tendance s'est poursuivie au cours de la période examinée. La plus faible moyenne d'heures d'emploi assurable par demande parmi toutes les provinces et territoires a été observée à Terre-Neuve-et-Labrador (1 165 heures), suivie de l'Île-du-Prince-Édouard (1 170 heures) et du Nouveau-Brunswick (1 226 heures). En revanche, la moyenne d'heures d'emploi assurable par demande la plus élevée pendant l'EF1718 a été observée en Alberta (1 456 heures), suivie de l'Ontario (1 441 heures) et de la Colombie-Britannique (1 400 heures).

Le tableau 12 présente le nombre et la distribution des nouvelles demandes établies pour des prestations régulières, ainsi que la population active et la population de chômeurs, selon le taux de chômage régional. La proportion des nouvelles demandes de prestations régulières établies dans les régions économiques de l'assurance-emploi où le taux de chômage se situait entre 0,1 % et 7,0 % était plus élevée durant l'EF1718 que les exercices financiers précédents. Ceci peut être principalement dû à la baisse, en moyenne, des taux de chômage enregistrés dans plusieurs régions au cours l'EF1718 comparativement à l'EF1617. Le tableau 12 démontre aussi que pour l'EF1718 les demandes de prestations régulières et la population de chômeurs sont réparties de façon assez similaire à travers les différentes catégories de taux de chômage régionaux.

Obligation du prestataire de chercher et d'accepter un emploi convenable

En vertu de la Loi sur l'assurance-emploi, les bénéficiaires de prestations régulières d'a.-e. doivent généralement être prêts et disponibles pour un emploi convenable, et ils doivent le démontrer en effectuant des recherches et en acceptant les occasions d'emplois convenables afin de pouvoir toucher des prestations régulières d'a.-e.

Tel que stipulé à la section 27 de la Loi sur l'assurance-emploi, un prestataire est exclu du bénéfice des prestations régulières d'a.-e. dans le cas où il n'a pas postulé à un emploi convenable après avoir appris que cet emploi était vacant, ou a refusé un tel emploi lorsqu'il lui a été offert; il n'a pas profité d'une occasion d'obtenir un emploi convenable; ou s'il n'a pas suivi toutes les instructions écrites que lui avait données la Commission de l'assurance-emploi du Canada en vue de l'aider à trouver un emploi convenable.

Le gouvernement a apporté des modifications législatives et réglementaires en juillet 2016 afin de simplifier les responsabilités en matière de recherche d'emploi pour les prestataires touchant des prestations régulières d'a.-e. Les critères suivants ont permis de déterminer ce qui constituait un emploi convenable au cours de la période à l'étude :

(a) l'état de santé et les capacités physiques du prestataire lui permettent de se rendre au lieu de travail et d'y effectuer le travail;

(b) les heures de travail ne sont pas incompatibles avec les obligations familiales ou les croyances religieuses du prestataire;

(c) la nature du travail n'est pas contraire aux convictions morales ou religieuses du prestataire.

Bien que les prestataires doivent faire tous les efforts habituels et raisonnables pour trouver un emploi convenable, ils ne sont pas tenus de chercher un emploi qui n'est pas convenable. La section 6(4) de la Loi sur l'assurance-emploi résume ce qui constitue un emploi considéré comme non convenable pour un prestataire:

(a) soit un emploi inoccupé du fait d'un arrêt de travail dû à un conflit collectif;

(b) soit un emploi dans le cadre de son occupation ordinaire à un taux de rémunération plus bas ou à des conditions moins favorables que le taux ou les conditions appliqués par convention entre employeurs et employés ou, à défaut de convention, admis par les bons employeurs;

(c) soit un emploi d'un genre différent de celui qu'il exerce dans le cadre de son occupation ordinaire, à un taux de rémunération plus bas ou à des conditions moins favorables que le taux ou les conditions qu'il pourrait raisonnablement s'attendre à obtenir, eu égard aux conditions qui lui étaient habituellement faites dans l'exercice de son occupation ordinaire ou qui lui auraient été faites s'il avait continué à exercer un tel emploi.

Avant le changement législatif en juillet 2016, c'est l'initiative Jumeler les Canadiens et les Canadiennes aux emplois disponibles (JCED), qui avait commencé le 6 janvier 2013, qui était en vigueur. Un récent rapport d'évaluation^{Note de bas de page 22} fait par le ministère a trouvé que le nombre d'exclusions et d'inadmissibilités liées au défaut de chercher un emploi ou au refus d'un emploi convenable a augmenté au cours de la période durant laquelle l'initiative JCED était en vigueur (de janvier 2013 à juillet 2016), mais est resté relativement faible parmi le nombre total d'exclusions et d'inadmissibilités. Ceci peut indiquer une amélioration de la surveillance des prestataires effectuée par Service Canada.

Le tableau 13 présente le nombre d'exclusions et d'inadmissibilités à la suite d'une négligence à chercher un emploi et d'un refus d'accepter un emploi au cours des cinq derniers exercices financiers. Pour l'EF1718, on a relevé un total de 1 730 exclusions et inadmissibilités liées au défaut de chercher du travail, comparativement à 1 340 incidents pour l'exercice précédent. En revanche, on a relevé un total de 130 exclusions et inadmissibilités liées au refus d'un emploi convenable au cours de l'EF1718, comparativement à 170 incidents l'année précédente. Toutefois, ces deux facteurs ne représentent qu'une fraction (0,2 %) de toutes les exclusions et inadmissibilités au cours de l'EF1718 et ne tiennent pas compte du fait que les prestations sont généralement rétablies dans certaines situations une fois que les prestataires ont démontré qu'ils s'acquittaient de leurs responsabilités.

Couverture des prestations régulières d'assurance-emploi

Cette section examine la couverture des prestations régulières d'a.-e. laquelle est exprimée en proportion des chômeurs cotisants à l'a.-e.—les chômeurs qui avaient des heures d'emploi assurable et qui ont cotisé au régime de l'a.-e. en versant des cotisations au cours des 52 semaines précédentes— parmi tous les chômeurs au Canada. Comme mentionné ci-dessus, étant donné que les bénéficiaires de prestations régulières d'a.-e. doivent répondre à trois principaux critères d'admissibilité, le nombre de chômeurs ayant accumulé un nombre suffisant d'heures d'emploi assurable et qui ont versé des cotisations au régime de l'a.-e. au cours des 52 semaines précédentes est un facteur important à considérer afin de déterminer dans quelle mesure le régime offre une couverture globale de la population de chômeurs.

Le graphique 14 illustre la couverture des prestations régulières d'a-e. au Canada au cours des 12 dernières années. Les taux de couverture de l'a.-e. ont tendance à être plus élevés lors des ralentissements économiques, étant donné que le ralentissement des activités entraîne des mises à pied qui augmentent la proportion de chômeurs cotisant à l'a.-e. parmi tous les chômeurs. Au cours des 12 dernières années, les taux de couverture ont atteint un sommet en 2008 et en 2009, ce qui correspond à la récession de l'EF0809. Après avoir oscillé entre 61,0 % en 2014 et 64,7 % en 2010, les taux de couverture sont passés à 65,3 % en 2015 et sont demeurés inchangés en 2016, pendant la période de ralentissement de la croissance économique causée par la baisse des prix des produits de base pendant ces deux années. Comme l'économie canadienne s'est redressée en 2017, le taux de couverture est redescendu à 63,0 %.

Graphique 14 – Version textuelle

	2006	2007	2008	2009	2010	2011	2012	2013	2014	2015	2016	2017
Couverture des prestations régulières d'assurance-emploi	68,0 %	70,0 %	70,1 %	70,3 %	64,7 %	64,5 %	61,7 %	62,5 %	61,0 %	65,3 %	65,3 %	63,0 %

• Source : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l'assurance emploi, 2006 à 2017.

Le tableau 14 illustre les taux de couverture des prestations régulières de l'a.-e. selon la province, le sexe, l'âge et le régime de travail en 2017. Terre-Neuve-et-Labrador a affiché la proportion la plus élevée de chômeurs (87,4 %) ayant versé des cotisations d'a.-e. dans les 52 semaines précédentes, alors que l'Alberta y affichait la plus faible proportion (55,8 %). Au fil des ans, les provinces de l'Atlantique affichent des taux de couverture plus élevés que dans le reste du pays, ce qui peut s'expliquer par la prévalence des emplois saisonniers dans cette région^{Note de bas de page 24}, ^{Note de bas de page 25}, ^{Note de bas de page 26}. Lorsque les données sont observées en fonction du sexe, il y a une plus grande proportion de chômeurs (66,8 %) que de chômeuses (58,1 %) qui ont cotisé au régime de l'a.-e. Le faible taux de cotisation chez les femmes peut s'expliquer par le fait que ces dernières sont plus susceptibles que les hommes de connaître de fréquentes interruptions de leur carrière, et ce, pendant de plus longues périodes^{Note de bas de page 27}.

Lorsque les chômeurs sont classés selon leur régime de travail antérieur, on peut constater qu'une proportion moins élevée de chômeurs qui occupaient des emplois permanents ont versé des cotisations d'a.-e. (68,8 %) que les chômeurs qui occupaient des emploi non permanents (77,6 %). Cela peut s'expliquer par le fait que la proportion de travail saisonnier parmi les chômeurs qui avaient un emploi non permanent est élevée. Étant donné que ces personnes travaillent pour quelques semaines ou mois selon un régime cyclique au cours d'une année, elles sont plus susceptibles d'avoir versé des cotisations d'a.-e. dans les 52 semaines précédentes que les personnes qui avaient un emploi permanent et qui peuvent être sans emploi depuis plus d'un an. Parmi les chômeurs qui avaient des emplois permanents, le taux de couverture de ceux qui occupaient des postes à temps plein était plus élevé (70,6 %) que celui des chômeurs occupant des postes à temps partiel (65,9 %). En revanche, parmi les chômeurs qui avaient des emplois non permanents, le taux de couverture de ceux qui détenaient un emploi saisonnier était beaucoup plus élevé (90,2 %) que celui des chômeurs occupant un autre type d'emploi rémunéré non permanent (69,0 %).

Admissibilité aux prestations régulières d'assurance-emploi

Parmi les 749 400 chômeurs ayant cotisé à l'a.-e. en 2017, on estime que 606 700 d'entre eux avaient des motifs de cessation d'emploi valables, les rendant potentiellement admissibles aux prestations d'a.-e. Le nombre de chômeurs ayant cotisé à l'a.-e. qui avaient des motifs de cessation d'emploi valables en 2017 représente une baisse de 88 100 par rapport à l'année précédente. Sur ces cotisants potentiellement admissibles, 511 700 d'entre eux avaient accumulé un nombre suffisant d'heures d'emploi assurable durant leur période de référence, les rendant admissibles aux prestations régulières d'a.-e.

Le taux d'admissibilité aux prestations régulières d'a.-e., exprimé en proportion de la population en chômage potentiellement admissible ayant accumulé un nombre suffisant d'heures d'emploi assurable pour être admissible à des prestations régulières d'a.-e. (511 700 divisé par 606 700), a diminué, passant de 85,4 % en 2016 à 84,3 % en 2017. Comme l'illustre le graphique 15, au cours des 10 dernières années, le taux d'admissibilité au Canada a varié de 86,2 % à 78,4 %.

Graphique 15 – Version textuelle

	2008	2009	2010	2011	2012	2013	2014	2015	2016	2017
Taux d'admissibilité	82,2 %	86,2 %	83,9 %	78,4 %	81,9 %	85,8 %	83,1 %	82,8 %	85,4 %	84,3 %

• Source : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l'assurance emploi, 2008 à 2017.

Comme il a été mentionné précédemment, les demandeurs qui présentent une demande de prestations régulières d'a.-e. doivent avoir travaillé un nombre minimal d'heures d'emploi assurable (entre 420 et 700 heures, selon le taux de chômage régional), au cours de leur période de référence pour être admissibles aux prestations – en vertu de la disposition sur la norme variable d'admissibilité (NVA). En vertu de la NVA, les prestataires d'a.-e. des régions où le taux de chômage est plus élevé ont besoin de moins d'heures d'emploi assurable pour être admissibles à l'a.-e. que les demandeurs des régions où le taux de chômage est plus faible, parce qu'il est plus difficile d'accumuler des heures d'emploi dans les régions où le taux de chômage est plus élevé. Un élément important à considérer quant à l'admissibilité aux prestations régulières d'a.-e. est que les prestataires accumulent des nombres d'heures d'emploi assurable différents. Comme le montrent les données administratives de l'a.-e., la plupart des prestataires qui reçoivent des prestations régulières d'a.-e. accumulent généralement un nombre d'heures d'emploi assurable bien supérieur à la norme minimale en vertu de la NVA, dans leurs régions respectives. Toutefois, la proportion de bénéficiaires de prestations régulières d'a.-e. qui étaient admissibles en ayant accumulé un nombre d'heures d'emploi assurable près de la norme minimale d'admissibilité, définie comme étant dans les 70 heures relativement à la NVA, a augmenté au cours des deux derniers exercices financiers.

Le graphique 16 illustre le nombre et la proportion de demandes de prestations régulières d'a.-e. se qualifiant avec tout au plus 70 heures d'emploi assurable au-dessus de la norme minimale d'admissibilité au cours des cinq derniers exercices. On peut constater que le nombre de ces demandes a augmenté régulièrement, alors que la proportion de ces demandes par rapport au nombre total de demandes de prestations régulières d'a.-e. a augmenté au cours des trois dernières années. Pour l'EF1718, le nombre de demandes de prestations régulières qui se qualifiaient avec tout au plus 70 heures d'emploi assurable au-dessus de la norme minimale d'admissibilité a connu une augmentation pour atteindre 56 160 demandes par rapport aux 52 840 demandes présentées durant l'EF1617. La proportion de ces demandes représentait 4,3 % du nombre total de demandes de prestations régulières, en hausse par rapport au 4,0 % de l'EF1617. En général, les prestataires admissibles se situant tout au plus à 70 heures de leur NVA sont disproportionnellement situés dans les régions économiques de l'a.-e. ayant des taux de chômage plus élevés (d'au moins 12,1 %)^{Note de bas de page 28}. Cette situation pourrait être partiellement attribuable à l'importance de l'emploi saisonnier dans ces régions et à la courte période dont disposent les travailleurs de ces secteurs pour accumuler un nombre suffisant d'heures d'emploi assurable pour être admissibles aux prestations régulières d'a.-e.

Graphique 16 – Version textuelle

	EF1314	EF1415	EF1516	EF1617	EF1718
Demandes de prestations régulières de l'a.-e. (échelle de gauche)	40 200	40 820	44 270	52 840	56 160
Demandes de prestations en pourcentage de toutes les demandes de prestations régulières d'a.-e. (échelle de droite)	3,0 %	3,0 %	3,1 %	4,0 %	4,3 %

• Remarque : Comprend les demandes pour lesquelles au moins 1 $ en prestations régulières d'a.-e. a été versé.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi (a.-e.). Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

Admissibilité aux prestations régulières d'assurance-emploi selon la province, le sexe et l'âge

Les taux d'admissibilité aux prestations régulières d'a.-e. dépendent largement des conditions économiques et des modalités particulières de l'emploi pendant la période de référence, telles que la fréquence des heures de travail à temps plein par rapport à celles à temps partiel, l'emploi permanent par rapport à l'emploi temporaire et ainsi de suite. De fait, les caractéristiques régionales et démographiques de la population active montrent d'importantes variations dans les résultats liés à l'admissibilité.

Le tableau 15 donne un aperçu des taux d'admissibilité aux prestations régulières d'a.-e. selon la province, le sexe et l'âge au cours des 5 dernières années. Parmi toutes les provinces, en 2017, le taux d'admissibilité le plus élevé a été observé à Terre-Neuve-et-Labrador (96,7 %) et le taux le plus bas, en Saskatchewan (69,7 %). Par rapport à l'année précédente, le taux d'admissibilité a baissé dans six provinces et a augmenté dans les quatre autres provinces en 2017. De façon générale, les provinces de l'Atlantique ont les taux d'admissibilité à l'a.-e. les plus élevés, alors que l'Ontario et les provinces de l'Ouest ont des taux d'admissibilité relativement plus faibles. Cette tendance s'est poursuivie en 2017.

Historiquement, les hommes ont des taux d'admissibilité plus élevés que les femmes, ce qui peut être attribuable au fait qu'une proportion plus importante d'hommes occupent des postes à temps plein ou permanents, tandis qu'une plus grande proportion de femmes travaillent à temps partiel ou occupent des emplois temporaires. En 2017, le taux d'admissibilité chez les hommes était de 85,8 % par rapport à celui chez les femmes, qui était de 82,1 %.

En ce qui concerne les groupes d'âge, en 2017, les jeunes chômeurs de moins de 24 ans affichaient le taux d'admissibilité le plus bas^{Note de bas de page 29} (40,7 %) par rapport à ceux âgés de 25 à 44 ans (89,4 %) et à ceux de 45 ans et plus (90,2 %). L'écart le plus important dans les taux d'admissibilité en 2017 par rapport à ceux de l'année précédente a été observé chez les jeunes chômeurs (-10,1 points de pourcentage), tandis que le taux d'admissibilité des chômeurs dans les deux autres groupes d'âge affichait peu de changements. La baisse importante du taux d'admissibilité des jeunes chômeurs peut s'expliquer en partie par la forte croissance économique observée en 2017, qui a entraîné une baisse du taux de chômage^{Note de bas de page 30}, faisant en sorte que les prestataires d'a.-e. devaient accumuler plus d'heures d'emploi assurable pour être admissibles aux prestations régulières d'a.-e. Cette situation a été particulièrement difficile pour les jeunes chômeurs, surreprésentés dans les emplois saisonniers et à temps partiel.

Parmi les travailleurs âgés de 25 à 44 ans, le taux d'admissibilité chez les hommes (92,5 %) était plus élevé que chez les femmes (84,0 %); toutefois, ce taux s'est inversé chez les travailleurs âgés de 45 ans et plus – il était de 87,7 % chez les hommes et de 94,2 % chez les femmes.

Admissibilité aux prestations régulières d'assurance-emploi selon le type d'emploi

Comme mentionné ci-dessus, pour être admissible aux prestations régulières d'a.-e., une personne doit avoir accumulé un nombre minimal d'heures d'emploi assurable, selon le taux de chômage régional, dans les 52 semaines avant le début de sa demande, ou depuis le début de sa dernière demande, selon la plus courte de ces deux périodes. Intuitivement, les travailleurs qui occupaient précédemment des emplois à temps plein ont un taux d'admissibilité plus élevé puisqu'ils sont plus susceptibles que les travailleurs à temps partiel d'avoir accumulé suffisamment d'heures d'emploi assurable. De même, ceux qui avaient des emplois permanents sont aussi plus susceptibles d'afficher un taux d'admissibilité plus élevé que ceux qui avaient des emplois temporaires.

Le graphique 17 illustre les taux d'admissibilité aux prestations régulières d'a.-e. selon les caractéristiques de l'emploi précédent, depuis les 10 dernières années. Au cours de cette période, le taux d'admissibilité des travailleurs permanents variait entre 92,8 % et 87,2 %, tandis que celui des travailleurs temporaires oscillait entre 79,0 % et 68,3 %. À titre de comparaison, au cours de cette période, les taux d'admissibilité des travailleurs temporaires présentaient une plus grande variabilité que ceux des travailleurs permanents.

Graphique 17 – Version textuelle

	2008	2009	2010	2011	2012	2013	2014	2015	2016	2017
Ensemble des travailleurs	82,2 %	86,2 %	83.9 %	78,4 %	81,9 %	85,8 %	83,1 %	82,8 %	85,4 %	84,3 %
Travailleurs permanents	87,6 %	92,2 %	92,4 %	87,2 %	89,9 %	91,4 %	87,7 %	90,0 %	92,8 %	91,7 %
Travailleurs temporaires	73,5 %	75,3 %	72,3 %	68,3 %	72,2 %	79,0 %	77,7 %	72,2 %	75,7 %	76,7 %

• Source : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l'assurance emploi, 2008 à 2017.

Quant au régime de travail antérieur, les travailleurs permanents peuvent également être classés dans deux catégories, soit celles des travailleurs qui occupaient des postes à temps plein et celle des travailleurs qui occupaient des postes à temps partiel. Les travailleurs temporaires peuvent également être classés dans deux catégories, soit celle des travailleurs saisonniers et celle des travailleurs dont l'emploi précédent n'était pas un emploi saisonnier^{Note de bas de page 31}. Le graphique 18 illustre les taux d'admissibilité aux prestations régulières d'a.-e. selon le régime de travail antérieur, depuis les 10 dernières années. Les taux d'admissibilité des travailleurs permanents à temps plein présentent peu de variabilité au cours de cette période, tandis que les taux d'admissibilité des travailleurs permanents à temps partiel et des travailleurs non saisonniers temporaires présentent une plus grande variabilité. Le taux d'admissibilité des travailleurs permanents à temps plein a légèrement diminué, passant de 95,3 % en 2016 à 94,5 % en 2017, tandis que le taux d'admissibilité des travailleurs permanents à temps partiel a augmenté de façon importante, passant de 62,4 % en 2016 à 69,3 % en 2017. Parmi les travailleurs temporaires, le taux d'admissibilité des travailleurs saisonniers temporaires a légèrement diminué, passant de 87,5 % en 2016 à 86,7 % en 2017, tandis que le taux d'admissibilité des travailleurs non saisonniers temporaires a légèrement augmenté, passant de 66,4 % en 2016 à 66,8 % en 2017.

Graphique 18 – Version textuelle

	2008	2009	2010	2011	2012	2013	2014	2015	2016	2017
Travailleurs permanents et à temps-plein	92,7 %	94,3 %	94,5 %	91,2 %	94,6 %	95,0 %	90,1 %	93,3 %	95,3 %	94,5 %
Travailleurs permanents et à temps-partiel	47,7 %	68,8 %	74,4 %	54,9 %	65,2 %	71,4 %	66,2 %	65,8 %	62,4 %	69,3 %
Travailleurs temporaires saisonniers	85,0 %	81,4 %	83,6 %	81,2 %	75,6 %	85,1 %	84,6 %	82,6 %	87,5 %	86,7 %
Travailleurs temporaires non-saisonniers	63,8 %	70,5 %	64,7 %	60,0 %	69,8 %	74,5 %	73,0 %	64,0 %	66,4 %	66,8 %

• Source : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l'assurance emploi, 2008 à 2017.

Accès aux prestations régulières d'assurance-emploi

L'accès aux prestations régulières d'a.-e. est une autre façon de considérer à quel point le régime de l'a.-e. répond aux besoins des chômeurs canadiens en facilitant leur transition vers un nouvel emploi. Pour les besoins du Rapport de contrôle et d'évaluation de l'assurance-emploi, l'accès aux prestations régulières d'a.-e. est mesuré comme étant la proportion de la population en chômage recevant des prestations régulières d'a.-e. Le graphique 19 illustre les deux principaux ratios utilisés pour mesurer l'accessibilité, soit le ratio prestataires-chômeurs (P/C) et le ratio prestataires-chômeurs ayant cotisé à l'assurance-emploi (P/CC), de 2013 à 2017.

En 2017, le ratio P/C et le ratio P/CC étaient respectivement de 42,1 % et 66,9 %. On peut constater qu'alors que le ratio P/C a très peu changé en 2017 par rapport à l'année précédente (+0.3 point de pourcentage), l'augmentation du ratio P/CC était plus importante (+2.9 points de pourcentage) au cours de cette période. Cette situation tient du fait que la diminution du nombre de chômeurs (-112 100) de 2016 à 2017 était plus importante que celle du nombre de chômeurs ayant cotisé à l'a.-e. (-100 900) pendant la même période.

Graphique 19 – Version textuelle

	2013	2014	2015	2016	2017
Ratio prestataires/chômeurs (P/C)	38,4 %	38,6 %	39,8 %	41,8 %	42,1 %
Ratio prestataires/chômeurs ayant cotisé à l'a.-e. (P/CC)	61,5 %	63,4 %	61,0 %	64,0 %	66,9 %

• Sources : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l'assurance-emploi (pour des données sur les chômeurs (C) et sur les chômeurs cotisants (CC)); et la publication mensuelle de Statistique Canada sur l'assurance-emploi, tableau 14-10-0010-01 (pour les données sur les prestataires réguliers (P)).

Le ratio prestataires/chômeurs (P/C)

Le ratio prestataires-chômeurs (P/C) est calculé selon le nombre moyen de chômeurs qui ont touché des prestations régulières d'a.-e. au cours de la semaine de référence de l'ECAE, exprimé en proportion de la population de chômeurs correspondante^{Note de bas de page 32}. Par conséquent, il comprend un important segment de la population considérée comme étant inadmissible à des prestations régulières d'a.-e. (comme les chômeurs n'ayant pas travaillé au cours de l'année précédente ou n'ayant jamais travaillé, qui n'avaient pas un motif valable de cessation d'emploi ou qui étaient travailleurs autonomes). Pour cette raison le ratio P/C est très sensible aux changements de la composition de la population de chômeurs et à la proportion de chômeurs ne faisant pas partie de l'étendue de la couverture du régime de l'a.-e. Ce ratio n'est pas le mieux placé pour mesurer l'accessibilité aux prestations régulières d'a.-e.

Le ratio prestataires/chômeurs ayant cotisé à l'assurance-emploi (P/CC)

Le ratio prestataires-chômeurs ayant cotisé à l'a.-e. (P/CC) est calculé selon le nombre moyen de bénéficiaires de prestations régulières d'a.-e. exprimé en proportion des chômeurs qui ont cotisé au régime de l'a.-e. au cours des 12 mois précédents. Ce ratio considère une population cible plus restreinte que le ratio P/C. Étant donné que le ratio P/CC mesure l'accessibilité chez les travailleurs en chômage pour qui les prestations régulières d'a.-e. sont conçues afin d'offrir une couverture, et qu'il exclut les chômeurs qui n'ont pas cotisé à l'a.-e. au cours de leur dernière période d'emploi ou qui ont une participation plus faible à la population active, ce ratio peut fournir une meilleure évaluation de l'accessibilité aux prestations régulières d'a.-e.

Prestataires de l'assurance-emploi admissibles aux semaines supplémentaires de prestations régulières

Les répercussions de cette mesure sur les demandes de prestations admissibles différaient selon la date à laquelle les demandes avaient été établies. Bien que cette mesure soit entrée en vigueur le 3 juillet 2016, les demandes établies à compter du 4 janvier 2015 pouvaient en bénéficier. Selon la date d'établissement, les demandes admissibles aux semaines supplémentaires de prestations régulières pouvaient être classées en trois catégories : les anciennes demandes réadmissibles, les demandes actives et les nouvelles demandes. Les différences entre celles-ci sont présentées ci-dessous.

Dans les régions touchées, certaines des demandes établies à compter du 4 janvier 2015 qui auraient pu être admissibles aux semaines supplémentaires de prestations régulières avaient déjà pris fin^{Note de bas de page 39} lors de l'entrée en vigueur de la mesure le 3 juillet 2016. Pour aider les prestataires qui étaient toujours au chômage le 3 juillet 2016, il fut jugé que les périodes de prestations de ces demandes n'avaient pas pris fin. Ainsi, les prestataires étaient admissibles aux semaines supplémentaires de prestations régulières d'a.-e. Ces demandes étaient appelées « anciennes demandes réadmissibles ».

En plus de ces anciennes demandes réadmissibles, des demandes établies à compter du 4 janvier 2015 étaient toujours en cours^{Note de bas de page 40} lors de l'entrée en vigueur de la mesure le 3 juillet 2016. Ces demandes étaient appelées des « demandes actives ».

Finalement, puisque la mesure temporaire permettant d'offrir des prestations supplémentaires fut mise en place pour un an, la date limite à laquelle un prestataire pouvait devenir admissible était le 8 juillet 2017. Les demandes établies entre la date d'entrée en vigueur de la mesure temporaire, soit le 3 juillet 2016, et cette date limite du 8 juillet 2017 étaient appelées des « nouvelles demandes ».

Comme susmentionné, bien que les trois catégories de demandes étaient admissibles aux semaines supplémentaires de prestations régulières, il importe de les différencier puisque les répercussions de la prolongation de la période de prestations étaient différentes pour chacune. Par exemple, les bénéficiaires associés aux anciennes demandes de prestations réadmissibles avaient droit à une nouvelle période de prestations leur permettant de recevoir les semaines supplémentaires puisque leur demande originale avait déjà pris fin lors de l'entrée en vigueur de la mesure. Par conséquent, ils ne pouvaient réclamer les prestations régulières d'a.-e. qu'ils n'avaient pas touchées lors de leur ancienne période de prestations de 52 semaines^{Note de bas de page 41}. À l'inverse, la prolongation de la période de prestations des demandes actives et des nouvelles demandes était accordée avant la fin de la période de prestations originale de 52 semaines. Les prestataires associés à ces demandes pouvaient donc recevoir, au cours de la prolongation, les semaines de prestations régulières ou de prestations spéciales auxquelles ils avaient droit au cours de leur période de prestations originale et qu'ils n'avaient pas réclamées.

Nouvelles demandes établies pour les semaines supplémentaires de prestations régulières de l'assurance-emploi dans les régions touchées par la baisse des prix des produits de base

Au cours de de l'exercice financier examiné, 283 600 demandes de prestations régulières d'a.-e. furent établies dans les 15 régions économiques de l'a.-e. touchées par le ralentissement économique. De ces demandes, 76 000 pouvaient potentiellement être admissibles à des prestations supplémentaires. Comme le démontre le tableau 19, 29 800 demandes comportaient des semaines supplémentaires de prestations régulières lors de l'EF1718. Puisque la mesure était en vigueur jusqu'au 8 juillet 2017, uniquement les demandes établies pour des prestations régulières avaient été établie dans ces régions en avril, mai, juin et au cours de la première semaine de juillet 2017 étaient admissibles aux semaines supplémentaires, ce qui explique l'important écart entre le nombre de demandes ayant bénéficié de cette mesure au cours de l'EF1617 et le nombre de demandes ayant bénéficié de la mesure au cours de l'EF1718.

Au cours de l'EF1718, l'Alberta et Terre-Neuve-et-Labrador comptaient les plus grandes parts des demandes comprenant des semaines supplémentaires de prestations régulières, du fait que la majorité des industries canadiennes axées sur les produits de base sont concentrées dans ces provinces. En termes de sexe et de groupe d'âge, une plus grande part des demandes était établie par les hommes (58,1 %) et les prestataires âgés de 25 à 44 ans (41,1 %). Les prestataires qui n'étaient pas des travailleurs de longue date ont continué d'établir la majorité des demandes. Le tableau 19 présente également la proportion de demandes comportant des prestations régulières supplémentaires parmi l'ensemble des demandes admissibles. Au cours de l'EF1718, à l'échelle nationale, 39,2 % des demandes admissibles comprenaient des semaines supplémentaires dans le cadre de la mesure, une diminution par rapport à 46,4 % pendant l'EF1617.

Le tableau 19 présente également le nombre et la proportion de demandes comportant des semaines supplémentaires de prestations régulières depuis l'entrée en vigueur de la mesure le 4 janvier 2015. En date du 31 mars 2018, 354 440 demandes comportaient des semaines supplémentaires, ce qui représentait 45,4 % de l'ensemble des demandes potentiellement admissibles. De ce nombre, 77 090 étaient des anciennes demandes de prestations réadmissibles (21,7 % du nombre total) tandis que 277 350 étaient des demandes actives ou de nouvelles demandes (78,3 % du nombre total).

Même si certains prestataires admissibles n'ont pas eu recours aux semaines supplémentaires offertes dans le cadre de la mesure d'aide temporaire, ils ont néanmoins bénéficié de la prolongation de la période de prestations. Ces prestataires ont demandé soit des semaines de prestations régulières d'a.-e. provenant des semaines auxquelles ils avaient droit dans leur demande originale, soit des semaines de prestations spéciales au cours de la prolongation de la période de prestations. Parmi toutes les demandes de prestations admissibles établies avant ou pendant l'EF1718, près de 134 700 respectaient ces critères (voir le tableau 20). De plus, en date du 31 mars 2018, près de 74 800 demandes étaient associées à la fois aux semaines supplémentaires de prestations de l'a.-e. offertes par la mesure, et à des semaines de prestations régulières non demandées au cours de la période de prestations originale ou encore à des semaines de prestations spéciales demandées au cours de la prolongation de la période de prestations, ou encore les deux, depuis l'entrée en vigueur de cette mesure le 4 janvier 2015.

Durée des prestations, prestations versées et taux d'épuisement dans les régions touchées par la baisse des prix des produits de base

Des 489 200 demandes ayant bénéficié de la prolongation temporaire des prestations régulières d'a.-e. dans les 15 régions économiques de l'a.-e. depuis l'entrée en vigueur de la mesure, 221 000 ont été complétées^{Note de bas de page 42} au cours de l'exercice financier examiné, comparativement à 202 600 l'année précédente. Durant l'EF1718, la majorité de ces demandes provenaient de l'Alberta (43,8 %), puis de Terre-Neuve-et-Labrador (18,9 %) et de la Colombie-Britannique (14,0 %). La durée moyenne de ces demandes était de 38,0 semaines (27,7 semaines en excluant les semaines associées à la mesure de soutien temporaire) — voir le tableau 21.

Les demandes de prestations régulières d'a.-e. qui ont bénéficié de de la mesure temporaire avaient un taux de prestations hebdomadaire moyen de 465 $ au cours de l'EF1718, soit une légère augmentation par rapport au taux de 461 $ de l'exercice précédent. Ce montant se compare à celui de 479 $ pour les demandes de prestations régulières établies dans les régions touchées qui n'ont pas bénéficié de la mesure de soutien. Les demandes de prestations régulières complétées au cours de l'EF1718 pour lesquelles au moins une semaine supplémentaire de prestations a été accordée ou encore une semaine de prestations a été versée durant la prolongation de la période de prestations ont reçu en moyenne 16 654 $ pendant toute leur durée. En excluant les semaines de prestations reçues en raison de la mesure d'aide temporaire, ces demandes ont reçu en moyenne 11 966 $ en prestations d'a.-e. En comparaison, les demandes de prestations régulières d'a.-e. établies dans les régions qui n'ont pas bénéficié de la mesure de soutien ont reçu en moyenne 7 532 $ au cours de l'EF1718.

Le taux d'épuisement (comprenant à la fois l'épuisement de la période de prestations et l'épuisement des semaines de prestations) des demandes complétées au cours de l'EF1718 était de 52,6 %. Ce taux passait à 78,0 % sans les semaines supplémentaires de prestations offertes dans le cadre de la mesure temporaire. Cette situation démontre que bien que près de la moitié des demandes complétées aient été épuisées lors de la période examinée dans ces régions, une proportion encore plus grande de chômeurs aurait utilisé l'ensemble de leurs semaines de prestations ou atteint la fin de leur période de prestations sans cette mesure.

Montant versé aux prestataires bénéficiant des semaines supplémentaires de prestations régulières d'assurance-emploi dans les régions touchées par la baisse des prix des produits de base

Au cours de l’exercice financier examiné, 868,3 millions de dollars ont été versés aux prestataires de l’a.-e. qui ont bénéficié de la prolongation temporaire des prestations régulières dans les régions touchées, comparativement à 998,4 $ lors de l’exercice précédent. De ce montant total au cours de l’EF1718, 510,3 millions de dollars ont été versés aux bénéficiaires ayant bénéficié des semaines supplémentaires en vertu de la mesure d’aide, tandis que les 358,1 millions de dollars restants étaient associés au versement des prestations aux prestataires qui avaient été qualifiés aux prestations régulières d’a.-e avant la mise en œuvre de la mesure de soutien temporaire ou aux prestations spéciales versées pendant de la prolongation de la période de prestations.

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

Dans la plupart des cas, la durée maximale des prestations régulières d'a.-e. auxquelles un prestataire est admissible varie de 14 à 45 semaines, selon le taux de chômage local et le nombre d'heures d'emploi assurable accumulées par le prestataire au cours de la période de référence. Des durées maximales plus élevées sont associées à un plus grand nombre d'heures d'emploi assurable accumulées au cours de la période de référence et à des taux de chômage régionaux plus importants. Le régime d'a.-e. est conçu de façon à répondre automatiquement aux variations des conditions économiques des marchés du travail locaux. Ce faisant, le pays est divisé en 62 régions économiques. En général, lorsque le taux de chômage grimpe dans une région, les normes d'admissibilité diminuent et la durée maximale des prestations augmente. Donc, l'importance du soutien accordé aux prestataires s'adapte à une conjoncture changeante.

La durée réelle d'une demande de prestations est le nombre de semaines de prestations régulières d'a.-e. qu'un prestataire reçoit pendant une période de prestations. La durée réelle est généralement plus courte que la durée maximale, reflétant les circonstances qui peuvent entraîner une réduction du recours aux prestations régulières d'a.-e. au cours de la période de prestations (par exemple, le prestataire a trouvé un emploi, est passé à des prestations spéciales ou n'était plus disponible pour le travail).

La durée maximale moyenne des demandes de prestations régulières d'a.-e. complétés au cours de l'EF1718 a baissé de 1,1 semaine, passant de 33,7 semaines durant l'EF1617 à 32,6 semaines. La durée réelle moyenne a également diminué de 0,6 semaine pour atteindre 20,1 semaines (voir le graphique 22). Ces deux reculs sont entre autres attribuables à l'amélioration continue du marché du travail dans plusieurs provinces et territoires ainsi qu'à la réduction progressive de l'impact des mesures temporaires de l'a.-e. de la Loi no 1 d'exécution du budget de 2016, qui offrait des semaines supplémentaires de prestations de l'a.-e. dans les 15 régions les plus durement touchées par la diminution des prix des produits de base^{Note de bas de page 44}.

Graphique 22 – Version textuelle

	EF0910	EF1011	EF1112	EF1213	EF1314	EF1415	EF1516	EF1617	EF1718
Durée réelle moyenne en semaines (axe de gauche)	21,9	24,0	21,6	20,1	19,7	19,4	19,3	20,7	20,1p
Durée maximale moyenne en semaines (axe de gauche)	38,8	41,7	35,4	33,0	32,1	31,6	32,1	33,7	32,6p
Taux de chômage (axe de droite)	8,5 %	7,9 %	7,5 %	7,2 %	7,0 %	6,9 %	7,0 %	6,9 %	6,1 %

• Remarque : Comprend toutes les demandes complétées au cours de l'exercice financier pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations régulières.
• ^*Coïncide avec les mesures temporaires de l'a.-e. qui augmentaient le nombre maximal de semaines pour le versement de prestations régulières.
• ^p Données préliminaires.
• ^r Données révisées.
• Sources : EDSC, données administratives de l'a.-e. (pour les données sur la durée des prestations régulières), et Statistique Canada, Enquête sur la population active, tableau 14-10-0287-01 (pour les données sur les taux de chômage). Les données d'EDSC reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

En général, la durée maximale moyenne des demandes de prestations régulières d'a.-e. complétées au cours de l'EF1718 a considérablement varié selon les provinces et territoires, reflétant les différences entre les marchés du travail et les caractéristiques de la population active. À l'instar de l'année précédente, le Nunavut (45,3 semaines) et l'Alberta (44,3 semaines) affichaient les durées maximales moyennes les plus élevées. À l'inverse, le Québec et l'Ontario avaient les moyennes les plus faibles, soit 28,8 semaines et 30,0 semaines respectivement (voir le tableau 22).

Les travailleurs de longue date sont généralement plus susceptibles d'accumuler un nombre d'heures d'emploi assurable bien au-dessus des normes minimales requises pour toucher des prestations régulières d'a.-e. Donc, ils ont tendance à profiter d'un plus grand nombre de semaines de prestations (39,0 semaines au cours de l'exercice financier examiné) par rapport aux prestataires fréquents (29,7 semaines) qui affichaient en moyenne des périodes d'emploi plus courtes.

En ce qui concerne la durée réelle moyenne des prestations régulières, les fluctuations étaient généralement alignées avec celles observées de la durée maximale. Les tendances provinciales et territoriales, particulièrement touchées par les changements dans les conditions de leur marché du travail local, ont démontré une plus grande variabilité. Ainsi, comme ce fut le cas pendant le dernier exercice, l'Alberta (+3,9 semaines), suivi du Nunavut (+1,4 semaine) et la Saskatchewan (+1,0 semaine) ont enregistré les augmentations les plus importantes de la durée réelle moyenne au cours de l'EF1718.

Les demandes de prestations régulières d'a.-e. du secteur de l'exploitation minière et de l'extraction de pétrole et de gaz avaient en moyenne la durée maximale la plus longue (43,2 semaines), et elles étaient suivies par celles du secteur des services publics (35,4 semaines). Les niveaux plus élevés de la durée maximale dans ces industries, relativement à la moyenne nationale (32,6 semaines), s'expliquent en partie par une grande proportion de prestataires admissibles en tant que travailleurs de longue date.

En ce qui concerne la durée réelle, les demandes complétées pour les prestations régulières d’a.-e. présentées par les travailleurs du secteur de l’exploitation minière et de l’extraction de pétrole et de gaz (27,0 semaines) avaient les durées moyennes les plus longues au cours de l’exercice financier examiné, suivies par celles du secteur des finances et des assurances (24,2 semaines) (consulter l’annexe 2.6.2). Comme les années précédentes, l’industrie des services d’enseignement (12,6 semaines) a affiché une durée réelle moyenne considérablement plus faible que la moyenne nationale. Cette situation découle de la nature saisonnière de l’industrie et de la « période d’inactivité » bien définie et relativement courte en été.

Proportion des semaines de prestations régulières utilisées

Quant à la durée des prestations régulières, quelques facteurs peuvent influencer la proportion de semaines de prestations utilisées par les prestataires. Par exemple, des durées maximales plus longues sont généralement associées à des proportions plus faibles de semaines de prestations régulières utilisées.

La proportion moyenne de semaines de prestations régulières d'a.-e. utilisées à l'EF1718, soit le nombre moyen de semaines de prestations régulières que les prestataires reçoivent en tant que pourcentage du maximum auxquels ils ont droit, a diminué de 0,7 point de pourcentage par rapport à l'exercice financier précédent pour s'établir à 63,6 %. Cette proportion était plus élevée dans les territoires et dans les provinces de l'Atlantique, où plus de 69 % des semaines de prestations ont été utilisées, - et plus faible en Ontario et au Québec soit environ 61 %. Comme le montre le tableau 23, la plus importante augmentation de cette proportion par rapport au dernier exercice financier a été observée dans les Territoires du Nord-Ouest, en Alberta et au Yukon.

Selon le sexe, les femmes et les hommes ont utilisé un pourcentage semblable de leurs semaines de prestations régulières au cours de l'EF1718.

Selon le groupe d'âge, comme les dernières années, les prestataires de 55 ans et plus ont utilisé un nombre plus élevé de leurs semaines de prestations régulières que ceux de 24 ans et moins. En général, ce phénomène est probablement attribuable à des périodes de chômage plus longues et à une durée réelle plus courte des prestations pour les prestataires âgés par rapport à celles des prestataires plus jeunes.

De plus, les prestataires travaillant pendant une période de prestations peuvent être plus actifs et peuvent également reporter des semaines de prestations. Par conséquent, en moyenne, les prestataires travaillant pendant une période de prestations utilisent un nombre moins élevé de semaines de prestations (60,1 % au cours de l'exercice financier examiné) que ceux pour qui ce ne fut pas le cas (67,4 %).

Les régions où le taux de chômage est élevé sont souvent également caractérisées par des conditions du marché du travail plus difficiles, ce qui s'explique en partie par la prévalence de l'emploi saisonnier dans ces dernières. Il y a donc une plus grande proportion de prestataires fréquents d'a.-e. dans les régions où le taux de chômage est élevé que dans les régions où il est plus faible. Puisque les prestataires fréquents ont tendance à utiliser un plus grand pourcentage de leurs semaines de prestations, la proportion de semaines de prestations régulières utilisées est plus importante pour les demandes établies dans les régions où le taux de chômage est au-dessus de 13,0 % (voir le tableau 24).

Durée des prestations régulières d'a.-e. chez les prestataires saisonniers

La durée maximale moyenne^{Note de bas de page 48} des prestations régulières pour les demandes saisonnières complétées^{Note de bas de page 49} durant l'EF1718 était de 29,9 semaines, une légère baisse par rapport aux 30,7 semaines au cours de l'EF1617. La durée maximale moyenne des prestations régulières des demandes non saisonnières complétées était de 33,7 semaines pour l'EF1718, en baisse par rapport aux 34,9 semaines pour l'EF1617.

La durée réelle moyenne^{Note de bas de page 50} des prestations régulières pour les demandes saisonnières complétées au cours de l'EF1718 était de 17,7 semaines, en baisse par rapport aux 18,9 semaines pour l'EF1617. La durée réelle moyenne des demandes non saisonnières de prestations régulières était de 21,1 semaines pour les demandes complétées au cours de l'EF1718, légèrement en baisse par rapport à 21,4 semaines pour l'EF1617. La durée maximale moyenne et la durée réelle moyenne des prestations régulières sont en général plus courtes chez les prestataires réguliers saisonniers que chez les prestataires réguliers non saisonniers, ce qui reflète le fait que les prestataires saisonniers accumulent généralement moins d'heures d'emploi assurable que les prestataires non saisonniers.

Chevauchement des définitions des prestataires saisonniers et fréquents : une analyse interne

Les prestataires fréquents sont ceux qui ont établi au moins trois demandes de prestations régulières ou pour pêcheurs, et ont perçu des prestations pendant plus de 60 semaines en tout au cours des cinq dernières années. Pour leur part, les prestataires saisonniers sont ceux qui ont établi au moins trois demandes de prestations régulières ou pour pêcheurs au cours des cinq exercices financiers précédant l'année de référence, et qu'au moins deux de ces demandes ont été établies à la même période de l'année que leur demande établie au cours de l'année de référence. Par définition, le chevauchement entre prestataires fréquents et prestataires saisonniers est considérable.

Les prestataires saisonniers et les prestataires fréquents diffèrent sur deux points : (1) les prestataires fréquents doivent avoir reçu plus de 60 semaines de prestations régulières d'a.-e. ou de prestations pour pêcheurs, alors qu'il n'existe pas de nombre de semaines précis pour les prestataires saisonniers; 2) la période de l'année où la demande est établie sert à caractériser le statut saisonnier des prestataires, alors que ce critère n'existe pas pour définir les prestataires fréquents.

Comme l'indique le tableau 27, un plus grand nombre de prestataires réguliers d'a.-e. répondent aux critères de prestataires saisonniers par rapport aux prestataires fréquents (381 100 demandes de prestataires saisonniers comparativement à 290 100 de prestataires fréquents pour l'EF1718). Ceci suggère qu'un grand nombre de prestataires réguliers saisonniers touchent moins de 60 semaines de prestations régulières au cours d'une période de cinq exercices financiers, tandis qu'une grande proportion de prestataires fréquents peuvent également être considérés comme étant saisonniers (voir le graphique 24).

Graphique 24 – Version textuelle

	Fréquentes, non saisonnières	Fréquentes et saisonnières	Non fréquentes, saisonnières
Nombre de demandes de prestations	62,610	227,460	153,650
Part du nombre total de prestations saisonnières et fréquentes	14.1%	51.3%	34.6%

• * Voir l'annexe 2.1 pour les définitions de demandes fréquentes et demandes saisonnières mentionnées dans ce graphique.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'a.-e. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

Le tableau 28 montre la comparaison entre les demandes de prestations régulières complétées au cours de l'EF1718 par les prestataires fréquents et saisonniers, les prestataires fréquents non saisonniers et les prestataires non fréquents saisonniers. La durée moyenne et la proportion de prestations régulières versées pour les prestataires fréquents non saisonniers et les prestataires fréquents saisonniers sont en général similaires. Toutefois, on peut voir qu'entre les deux populations qui ne se chevauchent pas (prestataires fréquents non saisonniers et prestataires non fréquents saisonniers), les prestataires fréquents non saisonniers affichent une durée moyenne beaucoup plus longue que les prestataires non fréquents saisonniers et qu'ils ont plus susceptibles d'épuiser leurs prestations régulières.

Épuisement des semaines de prestations régulières d'assurance-emploi

De toutes les demandes de prestations régulières complétées au cours de l'EF1718, 33,7 % se sont terminées parce que les prestataires avaient épuisé leurs semaines de prestations régulières. Comme le montre le graphique 25, le volume de demandes de prestations régulières ayant épuisé leurs semaines de prestations a légèrement augmenté entre l'EF1617 et l'EF1718. Cette augmentation suit une diminution enregistrée au cours de l'EF1516. Cette diminution était attribuable à la mesure qui offrait des semaines supplémentaires de prestations régulières d'a.-e. dans les 15 régions économiques touchées par la baisse des prix des produits de base. La mesure versait des semaines supplémentaires de prestations à de nombreux bénéficiaires de prestations régulières de ces régions et prolongeait leur période de prestations. Par le fait même, des demandes de prestations ont été prolongées jusqu'à l'EF1617, et dans certains cas, à l'EF1718, alors qu'ils auraient épuisé leurs prestations au cours de l'EF1516. Ce changement dans les périodes de prestations correspond à la hausse du taux d'épuisement enregistré au cours de l'EF1617 et à la légère baisse au cours de l'EF1718, ce qui a ramené le taux d'épuisement à celui observé avant le ralentissement économique.

Graphique 25 – Version textuelle

	EF1011	EF1112	EF1213	EF1314	EF1415	EF1516	EF1617	EF1718
Demandes ayant épuisé leurs semaines de prestations en milliers (échelle de gauche)	417,8	460,0	455,2	458,1	456,0	425,8	486,1	488,9
Taux d'épuisement de semaines de prestations (échelle de droite)	26,0 %	30,0 %	31,8 %	33,5 %	33,3 %	31,2 %	34,9 %	33,7 %

• Remarque : Comprend toutes les demandes pour lesquelles au moins 1 $ a été versé en prestations régulières.
• ^rDonnées révisées.
• ^pDonnées préliminaires.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi (a.-e.). Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

À l'échelle provinciale et territoriale, les plus fortes hausses des taux d'épuisement ont été enregistrées au Manitoba, en Alberta, au Yukon et dans les Territoires du Nord-Ouest, alors que des baisses considérables ont été relevées à Terre-Neuve-et-Labrador, à l'Île-du-Prince-Édouard, en Ontario et au Nunavut. Pour ce qui est de la différence entre les sexes, les demandes établies par les femmes présentent généralement un taux d'épuisement plus élevé. Cette situation est en partie attribuable au fait que les femmes se qualifient en moyenne à un nombre de semaines de prestations moins élevé que les hommes. Du côté des prestataires âgés de moins de 55 ans, leurs taux d'épuisement des semaines de prestations sont comparables. Du côté de ceux âgés de 55 ans et plus, ces taux sont supérieurs.

Épuisement de la période de prestations par rapport à l'épuisement des semaines de prestations

En plus de l'épuisement des semaines de prestations, les prestations peuvent également prendre fin lorsque la période de prestations, c'est-à-dire la période au cours de laquelle les prestataires peuvent toucher des prestations d'a.-e.^{Note de bas de page 52}, prend fin avant que toutes les semaines potentielles de prestations régulières aient été versées. Lorsqu'une telle situation survient, à moins qu'un prestataire ait cessé de remplir les rapports bimensuels d'a.-e.^{Note de bas de page 53}, on considère que la demande a épuisé sa période de prestations. Ces demandes représentaient 18,1 % de toutes les demandes de prestations régulières complétées au cours de l'EF1718.

Les circonstances qui aboutissent à un épuisement de la période de prestations sont généralement différentes de celles associées à un épuisement des semaines de prestations. Les variables qui agissent sur la durée d'une demande de prestations d'a.-e. influenceront l'épuisement de la période de prestations. Ces variables comprennent le nombre maximal de semaines de prestations régulières auxquelles le prestataire est admissible, les semaines travaillées pendant une période de prestations (menant à des semaines de prestations reportées) et le recours aux prestations spéciales (qui ajoutent un autre type de semaines d'admissibilité à la demande).

À titre d'exemple, une plus grande proportion des demandes pour lesquelles la période de prestations a été épuisée étaient associées à au moins une semaine de travail pendant une période de prestations (72,3 % au cours de l'EF1718) comparativement aux prestations ayant pris fin en raison de l'épuisement des semaines de prestations (35,5 %) (voir le tableau 30). En moyenne, les demandes ayant épuisé la période de prestations et qui étaient associées avec la mesure de Travail pendant une période de prestations comptaient un nombre plus élevé de semaines travaillées pendant une période de prestations (16,5 semaines au cours de l'EF1718) comparativement aux demandes ayant utilisé toutes leurs semaines de prestations (12,1 semaines au cours de l'EF1718). Les prestataires associés à un épuisement de la période de prestations sont donc plus susceptibles d'accumuler suffisamment d'heures d'emploi assurable au cours de leur période de prestations pour satisfaire aux exigences d'admission permettant d'établir une nouvelle demande après que leur demande ait pris fin. Par conséquent, une plus grande proportion de prestataires qui avaient épuisé leur période de prestations se qualifiaient pour une nouvelle demande de prestations dans les quatre semaines suivant la fin de leur demande (69,0 % au cours de l'EF1718 comparativement à 11,1 % pour les demandes ayant épuisé leurs semaines de prestations).

Le type d'épuisement reflète également les caractéristiques des demandes des prestataires. En effet, une plus grande proportion de demandes pour lesquelles il y a eu épuisement de la période de prestations a eu un lien quelconque avec les prestations spéciales (18,4 %) comparativement aux demandes ayant épuisé leurs semaines de prestations (10,6 %). Les demandes pour lesquelles la période de prestations est épuisée recevaient également un nombre de semaines de prestations régulières d'a. e. moins élevé (19,3 semaines) comparativement aux demandes ayant utilisé toutes leurs semaines de prestations (28,8 semaines).

Épuisement des semaines de prestations régulières d'assurance-emploi : prestataires saisonniers et prestataires non saisonniers ayant connu une période sans revenu

D'un point de vue historique, les taux d'épuisement des semaines de prestations sont plus faibles pour les demandes établies par les prestataires saisonniers (25,9 %)^{Note de bas de page 54} par rapport aux prestataires non saisonniers (37,0 %) (voir le tableau 30). Cette situation est attribuable au fait que de nombreux employés saisonniers ne sont mis à pied que de façon temporaire et qu'ils sont susceptibles de trouver un emploi dans la même industrie, possiblement avec le même employeur, au cours de la saison suivante. De plus, la mise à pied d'un travailleur non saisonnier pour des raisons liées à la détérioration des conditions du marché du travail local, peut entraîner des périodes prolongées de prestations d'a.-e. et une recherche d'emploi plus difficile.

Les prestataires ayant eu recours à toutes les semaines de prestations auxquelles ils étaient admissibles peuvent traverser une période où ils se retrouvent sans revenu d'emploi ou prestations du régime. Même si ce cas est particulièrement fréquent chez les prestataires saisonniers, il peut aussi avoir une incidence sur les prestataires non saisonniers. Ces prestataires, appelés « travailleurs vivant une période sans revenu », n'ont pas accumulé un nombre d'heures d'emploi assurable suffisant au cours de leur période de référence afin que le nombre de semaines de prestations régulières, auxquelles ils sont admissibles, couvrent la durée totale de leur épisode de chômage.

Cette année, le Rapport de contrôle et d'évaluation a adopté une nouvelle méthode pour identifier les prestataires ayant connu une période sans revenu (voir la note méthodologique pour en savoir plus). Des 1,3 million de demandes de prestations régulières établies au cours de l'EF1718, environ 74 800 (5,8 %) ont connu une période sans revenu; dont 33 000 prestataires saisonniers et 41 800 prestataires non saisonniers (voir le tableau 31). Sur les 74 800 prestataires ayant connu une période sans revenu, la durée moyenne de cette période était de 5,0 semaines.

La répartition régionale de ces travailleurs est présentée dans le graphique 26. L'Île-du-Prince-Édouard (9,2 %), la Nouvelle-Écosse (8,5 %), le Nouveau-Brunswick (8,1 %), le Québec (6,3 %) et les territoires (11,5 %) étaient surreprésentés parmi les prestataires ayant connu une période sans revenu par rapport à la part globale de ces prestataires à l'échelle nationale (5,2 %). Cela est surtout attribuable à la composition du marché du travail dans les provinces de l'Atlantique et au Québec (représentant 54,9 % de l'ensemble des prestataires réguliers ayant connu une période sans revenu).

Graphique 26 – Version textuelle

	Demandes de prestations avec une période sans revenu	Part en % des demandes de prestations régulières
Terre-Neuve et Labrador	3 450	5,5 %
Île du-Prince-Édouard	1 510	9,2 %
Nouvelle-Écosse	5 420	8,5 %
Nouveau-Brunswick	5 710	8,1 %
Québec	25 000	6,3 %
Ontario	16 580	4,4 %
Manitoba	2 450	6,1 %
Saskatchewan	1 670	4,7 %
Alberta	5 570	5,0 %
Colombie-Britannique	7 000	5,7 %
Territories	480	11,5 %
Canada	74 840	5,8 %

• Remarque : Comprend toutes les demandes pour lesquelles au moins 1 $ en prestations régulières a été versé.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi (a.-e.). Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

Nombre de demandes de prestations régulières d'assurance-emploi et de prestataires réguliers qui travaillent pendant une période de prestations^{Note de bas de page 57}

De tous les bénéficiaires de prestations régulières d'a.-e. dont la demande était active^{Note de bas de page 58}, 795 100 prestataires (43,9 %) ont travaillé au moins une semaine^{Note de bas de page 59} durant la période de référence (voir le tableau 32). Cette proportion est plus faible relativement à celle associée aux demandes complétées lors de l'exercice financier examiné (50,9 %). Cette divergence est attribuable à des différences entre les deux mesures.

La proportion de prestataires réguliers ayant travaillé au moins une semaine pendant leur période de prestations varie en fonction du sexe, de la région et de l'industrie. Comme pour l'année précédente, une plus grande proportion de prestataires réguliers d'assurance-emploi ayant travaillé au moins une semaine pendant leur période de prestations est corrélée avec t les régions - dont les provinces de l'Atlantique (52,1 %) et le Québec (51,6 %)- et les industries - dont les services d'enseignement (58,9 %) et la construction (49,6 %)- qui comptent une proportion plus élevée de prestataires saisonniers. Cela peut s'expliquer par de meilleures possibilités de réemploi advenant que la période de prestations dépasse la durée de la « saison creuse ».

Nombre de semaines travaillées pendant une période de prestations

Cette section se penche sur la disposition relative au TPPP par rapport au nombre de semaines travaillées pendant une période de prestations. Plus précisément, elle examine si un revenu d'emploi a été déclaré pour une semaine durant laquelle un prestataire était admissible à des prestations régulières d'a.-e. au cours de l'exercice, peu importe le moment où la demande a été établie.

La proportion de semaines travaillées pendant une période de prestations régulières d'a.-e. a augmenté légèrement pour la deuxième année consécutive, après avoir connu un déclin pendant quatre années d'affilée (voir le graphique 27). Le nombre moyen de semaines travaillées pendant une période de prestations a aussi connu une légère hausse, passant de 11,2semaines au cours de l'EF1617 à 11,4 semaines au cours de l'exercice financier examiné.

Graphique 27 – Version textuelle

	EF0910	EF1011	EF1112	EF1213	EF1314	EF1415	EF1516	EF1617	EF1718
Nombre moyen de semaines travaillées pendant une période de prestations (échelle de gauche)	12,1r	13,3r	13,1r	14,0r	12,0r	11,5r	11,2r	11,2r	11,4p
Proportion de semaines de prestations régulières de l'a-e. travaillées (échelle de droite)	24,8 %	26,2 %	27,4 %	26,6 %	25,0 %	24,2 %	22,9 %	23,2 %	23,5 %

• Remarque : Comprend toutes les demandes pour lesquelles au moins 1 $ de prestations régulières a été versé.
• ** Basé sur les demandes de prestations complétées au cours de l'exercice financier.
• ^r Données révisées
• ^p Données préliminaires
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Une analyse par caractéristiques démographiques montre que la proportion et le nombre moyen de semaines travaillées pendant la période de prestations régulières variaient de de la même manière que le nombre de demandes comptant au moins une semaine travaillée pendant la période de prestations. Les prestataires saisonniers, les femmes, les prestataires âgés de 45 à 54 ans et ceux habitant le Canada Atlantique ou le Québec affichaient des proportions de semaines travaillées pendant leur période de prestations régulières qui étaient supérieurs à la moyenne nationale, ainsi qu'un nombre moyen plus élevé de semaines travaillées pendant une période de prestations (voir les tableaux 32 et 33).

Dans l'ensemble, les ajustements apportés aux projets pilotes de TPPP au fil des ans depuis 2005, conjugués aux conditions économiques changeantes, ont contribué à modifier les tendances quant au nombre de semaines travaillées pendant une période de prestations. Une évaluation menée en 2018 sur le TPPP a confirmé cette observation.

L'évaluation a révélé que le projet pilote 19, qui appliquait la même règle par défaut (“ la Règle des 50 centimes”) que le projet pilote 20 (en vigueur au cours de l'exercice financier examiné), s'est avéré plus efficace pour encourager les prestataires non admissibles à la règle de rechange (97 % des prestataires) à travailler plus pendant leur période de prestations. En effet, chez les prestataires non admissibles à la règle de rechange, l'adoption de la Règle des centimes a augmenté la probabilité de travailler pendant une période de prestations d'environ 27 % et le nombre de semaines travaillées d'environ 1 semaine. Avec des gains inférieurs à 80% du taux de prestations d'assurance-emploi, l'évaluation a également révélé que les prestataires étaient encouragés à travailler davantage même s'ils recevaient moins de prestations d'assurance-emploi pour cet effort de travail par rapport à ce qu'ils auraient reçu avec les projets pilotes précédents. L'évaluation a aussi indiqué que l'augmentation la plus importante a été observée chez les prestataires dont le travail était rémunéré à plus de 80 % de leur taux de prestations, soit le seuil au-delà duquel les prestataires recevaient plus de prestations que dans le cadre des projets pilotes précédents. L'évaluation a également fait ressortir que parmi les prestataires admissibles à la règle de rechange, le travail a diminué à pratiquement tous les échelons de rémunération, mais la plus forte réduction a été observée du côté du travail rémunéré à moins de 40 % du taux de prestations.

En ce qui concerne les pilotes dont le seuil de gains est de 75 $ ou 40% de leur taux hebdomadaire de prestations d'assurance-emploi (projets pilotes 8, 12 et 17), l'étude a révélé des résultats mitigés par rapport aux pilotes 18 et 19, dont les paramètres étaient identiques à ceux du pilote 20 (Règle des 50 centimes). Comme le suggère l'examen des données empiriques, les prestataires ont bien réagi à la mesure incitative mise en place par les projets pilotes, puisqu'ils ont travaillé davantage dès lors qu'ils étaient rémunérés à plus de 40 % du taux de leurs prestations. De même, dans les régions où le projet pilote 8 n'avait pas été mis en œuvre, la mesure incitative des projets pilotes 12 et 17 a encouragé les prestataires à travailler davantage dès lors qu'ils étaient rémunérés de 40 à 125 % du taux de leurs prestations (travail combiné à des prestations partielles). Cependant, l'étude a aussi révélé que les prestataires étaient moins enclins à accepter un travail rémunéré au-delà du seuil qui réduirait leurs prestations à zéro. Par conséquent, les projets pilotes 8, 12 et 17 n'ont pas fait augmenter la fréquence et la durée du travail pendant une période de prestations. Ils n'ont pas davantage eu d'effet clairement démontré sur l'utilisation de l'assurance-emploi.

Tous ces résultats suggèrent que les dispositions des plus récents projets pilotes appliquant la Règle des 50 centimes ont sans doute régularisé la répartition des heures travaillées par les prestataires d'a.-e. par rapport aux dispositions des projets pilotes ultérieurs ou de la législation, en plus d'accroître l'intensité du travail. En effet, avec leur mise en œuvre, il y a eu un changement : le pourcentage des demandes dont la rémunération excédait 40 % du taux de prestations hebdomadaires s'est accru, faisant un bond de 81 % à 84 % dans le cadre des projets pilotes 12 et 17 et de 91 % sous les projets pilotes 18, 19 et 20.

Cette augmentation de l'intensité du travail depuis la mise en œuvre du projet pilote 18 se reflète également dans le revenu hebdomadaire moyen - prestations hebdomadaires régulières de l'assurance-emploi plus les revenus d'un emploi - des prestataires de l'assurance-emploi du TPPP. Le tableau 34 montre que la différence entre a moyenne du revenu hebdomadaire des prestataires su TPPP et celui des ceux n'ayant pas travaillé en vertu du TPPP est plus importante depuis l'entrée en vigueur des dispositions du projet pilote 18 en août 2012. Cette augmentation est principalement due à la hausse des revenus d'emploi hebdomadaires moyens réels plus élevée pour les semaines travaillées pendant une période de prestations dans le cadre des dispositions des projets pilotes 18, 19 et 20 (582 $ durant l'exercice financier visé par le rapport)^{Note de bas de page 60}. Le tableau 34 montre également que, bien que les prestataires ayant travaillé pendant une période de prestations touchent un revenu hebdomadaire total moyen plus élevé que ceux qui ne travaillent pas, leurs prestations d'assurance-emploi sont en moyenne inférieures (246 $ par semaine contre 326 $ pour ceux n'ayant pas travaillé pendant leur période de prestations)^{Note de bas de page 61}.