Chapitre 2 : Incidence et efficacité des prestations d’assurance-emploi (partie I de la Loi sur l’assurance-emploi)

Dans cette section

• 2.1.1 Demandes de prestations d’assurance-emploi, montants versés et niveau de prestations
• 2.1.2 Demandes de prestations d’assurance-emploi combinées
• 2.1.3 Ratio prestations-cotisations

2.1.1 Demandes de prestations d’assurance-emploi, montants versés et niveau de prestations

Pour la période commençant le 1er avril 2018 et se terminant le 31 mars 2019 (EF1819), le nombre de nouvelles demandes de prestations d’a.-e. a légèrement augmenté de 0,5 % (+8 790) pour s’établir à un peu plus de 1,8 million de nouvelles demandes. Le total des versements en prestations d’a.-e. a diminué de près de 2 milliards de dollars, soit une baisse de 10,6 %, pour atteindre 16,7 milliards de dollars. Il s’agit du niveau le plus bas enregistré depuis l’EF1415 (voir le graphique 1). Cette baisse est en partie attribuable à l’amélioration générale des conditions du marché du travail et à des taux de chômage relativement bas.

Description textuelle du graphique 1

Exercice financier	Demandes de prestations de l'assurance-emploi (en millions) (échelle de gauche)	Montants versés en prestations d'assurance-emploi (en milliards de dollars) (échelle de droite)
EF0910	2 165	19,4 $
EF1011	1 847	17,3 $
EF1112	1 884	15,7 $
EF1213	1 820	15,2 $
EF1314	1 792	15,4 $
EF1415	1 809	15,8 $
EF1516	1 925	17,7 $
EF1617	1 818	18,5 $
EF1718	1 816	18,7 $
EF1819	1 824	16,7 $

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

Selon Statistique Canada, 717 600 prestataires recevaient des prestations d’a.-e. en moyenne chaque mois durant l’EF1819, soit une diminution de 7,5 % par rapport à la moyenne de 775 800 au cours de l’exercice financier précédent^{Note de bas de page 2}.

Le taux moyen de prestations hebdomadaires a augmenté de 2,6 %, passant de 454 $ durant l’EF1718 à 465 $ pour l’EF1819^{Note de bas de page 3} ,^{Note de bas de page 4}. La proportion de prestataires recevant le taux maximal de prestations hebdomadaires a aussi augmenté, passant de 46,5 % durant l’EF1718 à 48,0 % pour l’EF1819.

Montants versés en prestations d’assurance-emploi

Le montant versé pour tous les types de prestations d’a.-e. confondus a atteint 16,7 milliards de dollars pour l’EF1819, soit une baisse de 2 milliards de dollars ou -10,6 %. Cette diminution est grandement attribuable à la baisse des montants versés en prestations régulières d’a.-e. (2 milliards de dollars ou ‑15,6 %).

La proportion des prestations d’a.-e. versées par type de prestations est demeurée relativement semblable par rapport à la période précédente. Toutefois, la part des prestations régulières a légèrement diminué entre l’EF1718 et l’EF1819 passant de 67,6 % à 63,6 %, tandis que celle des prestations spéciales a augmenté allant de 30,7 % à 34,5 %. Les prestations pour pêcheurs et les prestations de Travail partagé représentaient moins de 2,0 % du total des prestations versées (voir le graphique 2).

Description textuelle du graphique 2

Prestations	En millions de dollars	Part en pourcentage %
Prestations régulières	10 673,8 $	63,6 %
Travail partagé	5,7 $	0,1 %
Prestations pour pêcheurs	297,7 $	1,8 %
Prestations spéciales	5 792,7 $	34,5 %
Prestations parentales	2 728,0 $	16,3 %
Prestations de maladie	1 769,6 $	10,6 %
Prestations de maternité	1 164,1 $	6,9 %
Prestations de compassion et prestations pour proches aidants	130,9 $	0,8 %

• *Le total des montants versés indiqué dans le graphique 2 ne correspond pas au total indiqué dans les tableaux 2 et 3, car les données sur les prestations de compassion et les prestations pour proches aidants peuvent seulement être déclarées en se fondant sur un échantillon de 100 % à un niveau agrégé.
• 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., sauf pour les prestations de Travail partagé, les prestations pour proches aidants, et les prestations de compassion (100 %).

Les montants versés en prestations d’a.-e. ont diminué dans l’ensemble des provinces et des territoires, sauf pour les Territoires du Nord-Ouest. L’Alberta (-18,2 %), Terre-Neuve-et-Labrador (-13,7 %) et le Québec (-12,7 %) sont les provinces qui ont enregistré les plus fortes baisses des prestations versées (voir le tableau 3).

Les prestations d’a.-e. touchées par les hommes et les femmes ont diminué par rapport à l’exercice financier précédent; les hommes ayant connu une baisse supérieure à celle des femmes. Les montants versés en prestations d’a.-e. ont aussi diminué pour chacun des groupes d’âge.

2.1.2 Demandes de prestations d’assurance-emploi combinées

En vertu de certaines dispositions du régime d’a.-e., un prestataire peut toucher plusieurs types de prestations dans le cadre d’une même demande, pourvu que le prestataire réponde aux critères d’admissibilité de chaque type de prestations^{Note de bas de page 7}. Une demande de prestations « pure » est une demande pour laquelle un prestataire d’a.-e. touche un seul type de prestations, tandis qu’une demande de prestations « combinée » est une demande pour laquelle un prestataire touche plus d’un type de prestations. Les demandes de prestations pures représentaient 81,8 % de toutes les demandes complétées durant l’EF1819 (voir le tableau 4).

Les femmes étaient plus susceptibles de demander plus d’un type de prestations (28,0 %) que les hommes (10,1 %), principalement en raison de leur probabilité élevée de demander à la fois des prestations de maternité et des prestations parentales.

D’ailleurs, les prestations de maternité étaient les prestations les plus souvent combinées avec d’autres types de prestations, habituellement avec les prestations parentales. Toutefois, une certaine proportion des demandes ont aussi reçu des prestations de maladie en plus des prestations de maternité (17,4 %), possiblement parce que les prestataires ont débuté leur congé avant d’être admissibles aux prestations de maternité (accessibles jusqu’à 12 semaines avant la date prévue de la naissance de l’enfant^{Note de bas de page 8} ). La combinaison de prestations de maternité, de prestations parentales et de prestations de maladie était la plus fréquente parmi les demandes dans lesquelles 3 types de prestations ou plus étaient demandées (26 900 ou 16,2 % des demandes de prestations de maternité complétées durant l’EF1819).

Les demandes de prestations parentales étaient combinées à un taux légèrement inférieur à celui des prestations de maternité, puisque seulement 11,4 % des hommes qui ont demandé des prestations parentales ont également reçu un autre type de prestations. Parmi ces prestataires de sexe masculin, 86,9 % ont reçu des prestations régulières et 17,4 % ont demandé des prestations de maladie. Chez les femmes, pratiquement toutes celles (99,5 %) qui ont combiné des prestations parentales avec d’autres types de prestations les ont combinées à des prestations de maternité.

Les prestations de maladie arrivaient au troisième rang des types de prestations qui avaient le plus de probabilités d’être combinés avec d’autres types de prestations, le plus souvent avec des prestations régulières. Lorsque leurs prestations de maladie étaient combinées, les hommes les avaient principalement reçues avec des prestations régulières (96,5 %), alors que les femmes les avaient surtout combinées avec des prestations régulières (71,3 %), mais aussi avec des prestations de maternité (27,7 %) et des prestations parentales (26,3 %). Les prestations de maladie représentaient également le type de prestations le plus souvent combinés avec des demandes de prestations régulières.

Lorsqu’elles sont combinées, les prestations de compassion le sont plus souvent avec des prestations de maladie (61,4 %) ou des prestations régulières (52,2 %). Les hommes avaient plus souvent tendance à combiner des prestations de compassion avec des prestations régulières (63,3 %) que les femmes (47,2 %). À l’inverse, les femmes étaient plus susceptibles de combiner des prestations de compassion avec des prestations de maladie (67,5 %) par comparaison aux hommes (47,7 %).

Le tiers des demandes de prestations de Travail partagé ont été combinées avec d’autres types de prestations, essentiellement avec des prestations régulières. Cela est attribuable au fait que les 2 types de prestations sont habituellement demandés en raison d’un ralentissement des activités d’une entreprise, ce qui augmente le risque de mises à pied (prestations de Travail partagé) et les mises à pied réelles (prestations régulières). Les prestations régulières sont habituellement demandées après les prestations de Travail partagé, à la suite de la réduction des activités d’une entreprise participante, provoquant une réduction des effectifs de l’entreprise.

Bien que les pêcheurs aient la possibilité de combiner les prestations pour pêcheurs avec d’autres types de prestations (selon certaines restrictions), seulement 13,5 % des demandes de prestations pour pêcheurs ont été combinées avec d’autres types de prestations. Au total, 85,0 % des prestations combinées l’ont été avec des prestations de maladie. Aucune demande de prestations pour pêcheurs n’a été combinée avec des demandes de prestations de maternité, des prestations parentales, des prestations de compassion ou des prestations de Travail partagé durant la période à l’étude.

2.1.3 Ratio prestations-cotisations

Le ratio prestations-cotisations est une mesure des prestations d’a.-e. versées par le régime en tant que proportion des cotisations payées. Ce ratio donne une estimation du recours au régime d’a.-e. par les prestataires par rapport aux cotisations versées. La présente sous-section examine 2 différents ratios : le ratio prestations totales-cotisations ainsi que le ratio prestations régulières-cotisations pour l’année 2017^{Note de bas de page 9}. Puisque les cotisations d’a.-e. ne sont pas attribuées à un type de prestations en particulier, le ratio prestations régulières-cotisations tient compte de la diminution des cotisations d’a.‑e. en lien avec les prestations spéciales^{Note de bas de page 10}.

La sous-section présente des ratios rajustés, c’est-à-dire qu’ils ont été normalisés et où le ratio pour le Canada est fixé à 1,0. Ceci permet d’établir un point de comparaison pour examiner les ratios selon certaines caractéristiques sociodémographiques. Un ratio rajusté supérieur à 1,0 signifie que la sous-population sous-jacente (par exemple la province, le territoire ou l’industrie) est un bénéficiaire net du régime d’assurance-emploi, tandis que celle dont le ratio rajusté est inférieur à 1,0 est un cotisant net au régime par rapport au Canada dans son ensemble.

En général, les ratios rajustés prestations totales-cotisations dans les provinces^{Note de bas de page 11} comptant de nombreux prestataires saisonniers sont généralement supérieurs à la moyenne nationale. En 2017, Terre‑Neuve‑et‑Labrador, l’Île‑du‑Prince‑Édouard, la Nouvelle‑Écosse et le Nouveau‑Brunswick ont reçu plus de prestations d’a.-e. que le montant des cotisations d’a.-e. versées, comparativement à la moyenne nationale (voir le graphique 3), indiquant que ces provinces ont plus souvent recours aux prestations régulières que d’autres régions. En revanche, l’Ontario, le Manitoba, la Colombie‑Britannique et les territoires ont reçu moins de prestations d’a.-e. et de prestations régulières par dollar versé en cotisations que la moyenne nationale.

Description textuelle du graphique 3

Région	Ratio rajusté prestations totales-cotisations (échelle de gauche)	Ratio rajusté prestations régulières-cotisations (échelle de gauche)	Ratio rajusté prestations totales-cotisations pour le Canada (1,0) (échelle de gauche)	Taux de chômage (échelle de droite)
Terre-Neuve et Labrador	3,87	4,81	1,0	14,8
Île-du-Prince-Edouard	3,03	3,24	1,0	9,8
Nouvelle-Écosse	1,76	1,94	1,0	8,4
Nouveau-Brunswick	2,39	2,81	1,0	8,1
Québec	1,07	1,11	1,0	6,1
Ontario	0,73	0,64	1,0	6,0
Manitoba	0,85	0,75	1,0	5,4
Saskatchewan	1,05	1,01	1,0	6,3
Alberta	1,21	1,28	1,0	7,8
Colombie-Britannique	0,81	0,73	1,0	5,2
Yukon	0,85	0,92	1,0	3,8
Territoires du Nord-Ouest	0,77	0,73	1,0	6,8
Nunavut	0,61	0,57	1,0	14,6

• Sources : Agence de revenu du Canada (ARC), relevés T4 comprenant le revenu d’emploi (pour les données sur les cotisations); Emploi et Développement social Canada (EDSC), données administratives de l’assurance-emploi (a.‑e.) (pour les données sur les prestations); et Statistique Canada, Enquête sur la population active, tableaux 14-10-0287-01 et 14-10-0292-01 (pour les données sur les taux de chômage). Les données de l’ARC reposent sur un échantillon de 10 % des relevés T4 comprenant le revenu d’emploi, et les données d’EDSC reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l’a.‑e.

En 2017, les femmes ont continué de recevoir plus de prestations d’a.-e. que ce qu’elles ont versé en cotisations comparativement aux hommes, les ratios rajustés prestations totales‑cotisations étant de 1,03 et 0,97, respectivement (voir le tableau 5). Les femmes âgées de 25 à 44 ans en particulier ont reçu plus de prestations que ce qu’elles ont cotisé, leur ratio rajusté prestations totales‑cotisations s’établissant à 1,42, comparativement aux femmes âgées de 45 à 54 ans, dont le ratio était de 0,65 (le plus bas chez les femmes). Ceci est probablement dû au fait que les femmes âgées de 25 à 44 ans demandent des prestations de maternité ou des prestations parentales – leur ratio rajusté prestations régulières‑cotisations est beaucoup plus bas et s’établit à 0,65.

En ce qui concerne les ratios prestations régulières‑cotisations, l’écart entre les sexes est inversé : les hommes (ratio de 1,23) ont touché plus de prestations régulières d’a.-e. que ce qu’ils ont cotisé comparativement aux femmes (ratio de 0,71), et ceci est vrai pour tous les groupes d’âge.

En 2017, les prestataires qui travaillaient dans les industries productrices de biens étaient des bénéficiaires nets des prestations d’a.-e., avec des ratios rajustés prestations-cotisations supérieurs à la moyenne nationale, tandis que ceux des industries productrices de services étaient, dans l’ensemble, des cotisants nets (voir le graphique 4). Le recours dans une plus grande mesure aux prestations régulières d’a.‑e. par les travailleurs des industries productrices de biens comparativement à ceux des industries productrices de services peut être lié à la proportion plus importante d’emplois saisonniers dans ces industries, notamment associés aux industries de la construction, et de l’agriculture, de la foresterie, de la pêche et de la chasse. L’écart entre les ratios rajustés prestations‑cotisations des industries productrices de biens par rapport à ceux des industries productrices de services est moins grand pour le ratio prestations totales‑cotisations. Ceci peut s’expliquer, en partie, en raison de certaines industries, telles que l’industrie des soins de santé et de l’assistance sociale et l’industrie des services d’enseignement, qui comptent une proportion importante de travailleuses qui peuvent demander des prestations de maternité ou des prestations parentales.

Description textuelle du graphique 4

Industrie	Ratio rajusté prestations totales-cotisations	Ratio rajusté prestations régulières-cotisations
Industries productrices de biens	1,62	1,96
Agriculture, foresterie, pêche et chasse	3,76	3,49
Extraction minière, et extraction de pétrole et de gaz	1,71	2,24
Services publics	0,41	0,36
Construction	2,39	3,22
Fabrication	0,91	1,02
Industries productrices de services	0,80	0,70
Commerce de gros	0,75	0,79
Commerce de détail	0,78	0,70
Transport et entreposage	0,88	0,99
Finance et assurances	0,50	0,28
Services immobiliers et services de location	0,96	1,03
Services professionnels, scientifiques et techniques	0,82	0,83
Services aux entreprises, services relatifs aux bâtiments et autres services de soutien	1,17	1,29
Services d'enseignement	0,84	0,70
Soins de santé et assistance sociale	0,73	0,34
Information, culture et loisirs	0,79	0,82
Services d'hébergement et de restauration	1,06	1,04
Autres services (sauf les administrations publiques)	1,05	1,03
Administrations publiques	0,62	0,40
Canada	1,00	1,00

• * Comprend la gestion d’entreprises, les services administratifs, de soutien, de gestion des déchets et d’assainissement.
• ** Comprend les secteurs de l’information, des arts, des spectacles et des loisirs.
• Sources : Agence de revenu du Canada (ARC), relevés T4 comprenant le revenu d’emploi (pour les données sur les cotisations); Emploi et Développement social Canada (EDSC), données administratives de l’assurance-emploi (a.-e.) (pour les données sur les prestations). Les données de l’ARC reposent sur un échantillon de 10 % des relevés T4 comprenant le revenu d’emploi, et les données d’EDSC reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l’a.‑e.

Dans cette section

• 2.2.1 Demandes de prestations régulières d’assurance-emploi et montant versé
• 2.2.2 Couverture, admissibilité et accès aux prestations régulières d’assurance-emploi pour la population de chômeurs
• 2.2.3 Niveau des prestations régulières d’assurance-emploi
• 2.2.4 Semaines d’admissibilité aux prestations régulières d’assurance-emploi
• 2.2.5 Prestations régulières d’assurance-emploi et prestataires saisonniers
• 2.2.6 Épuisement des prestations régulières d’assurance-emploi
• 2.2.7 Travail pendant une période de prestations

Les prestations régulières d’assurance-emploi (a.-e.) fournissent aux prestataires admissibles un revenu d’appoint temporaire afin de remplacer partiellement le revenu d’emploi perdu pendant qu’ils cherchent du travail ou mettent à jour leurs compétences. Pour être admissibles aux prestations régulières d’a.-e., les chômeurs doivent satisfaire à certaines exigences, notamment avoir versé des cotisations d’a.-e. au cours de leur période de référence (définie comme étant la période de 52 semaines précédant immédiatement l’établissement de la nouvelle demande ou la période écoulée depuis l’établissement de la demande précédente, la période la plus courte étant retenue), avoir été en chômage et sans revenu pendant au moins 7 jours consécutifs et avoir accumulé entre 420 et 700 heures d’emploi assurable pendant la période de référence (selon le taux de chômage de la région économique de l’a.-e. où ils résident au moment de l’établissement de la demande).

Aux fins de la présente section, les demandes de prestations régulières d’a.-e. désignent celles pour lesquelles au moins un dollar en prestations régulières a été versé.

2.2.1 Demandes de prestations régulières d’assurance-emploi et montant versé

Comme l’illustre le graphique 5, le nombre de nouvelles demandes de prestations régulières d’a.-e. établies au cours de l’EF1819 est demeuré relativement stable à 1,29 million, comparativement à 1,3 million au cours de l’EF1718, ce qui représente une légère baisse de 0,5 %. Ce déclin était grandement attribuable à la chute marquée du nombre de nouvelles demandes établies au Québec (‑14 580 demandes) et en Ontario (-9 510 demandes), qui a contrebalancé les augmentations en Alberta (+14 690 demandes) et à Terre-Neuve-et-Labrador (+4 510 demandes).

Au cours de la même période, le montant total de prestations régulières d’a.-e. versées a considérablement diminué de 15,6 %, passant de 12,6 milliards de dollars durant l’EF1718 à 10,7 milliards de dollars au cours de l’EF1819, ce qui se rapproche du montant total versé avant l’EF1516. Cette diminution suit une tendance à la baisse du montant total versé qui perdure depuis 2 ans et qui est en partie attribuable à de nombreux facteurs, dont une croissance continue de l’emploi, une baisse du taux de chômage et du nombre de prestataires qui touchent des prestations régulières d’a.-e., la fin de la prolongation des prestations régulières d’a.-e. pour les travailleurs des régions touchées par la baisse des prix des produits de base^{Note de bas de page 12} , un recul de la durée moyenne du nombre de semaines où des prestations régulières d’a.-e. sont versées (-2 semaines), ainsi qu’un taux plus faible d’épuisement des semaines de prestations.

Description textuelle du graphique 5

Exercice financier	Nouvelles demandes de prestations établies (en millions) (axe de gauche)	Montants versés (en milliards de dollars) (axe de droite)
EF0910	1,62	14,7 $
EF1011	1,40	12,8 $
EF1112	1,42	11,1 $
EF1213	1,36	10,5 $
EF1314	1,33	10,4 $
EF1415	1,34	10,6 $
EF1516	1,43	12,1 $
EF1617	1,32	12,7 $
EF1718	1,30	12,6 $
EF1819	1,29	10,7 $

• 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.

Le nombre de nouvelles demandes de prestations établies tend à être influencé par les conditions du marché du travail et les cycles économiques dans leur ensemble. En effet, en période de croissance économique et de bonnes conditions du marché du travail, moins de demandes de prestations régulières d’a.-e. sont établies, alors que la situation inverse est constatée en période de stagnation économique et de conditions défavorables du marché du travail, comme en témoigne le graphique 5. On y voit en effet qu’au cours de la dernière décennie, le nombre de nouvelles demandes établies au cours de l’EF0910, soit 1,6 million, était plus élevé en raison de la récession survenue au cours de l’EF0809. Comme nous l’avons vu au chapitre 1, l’économie canadienne a connu une croissance modérée au cours de l’EF1819, le PIB ayant augmenté de 1,7 % comparativement à l’année précédente, tandis que la population active a augmenté de 1,1 % pendant la même période. Le taux de chômage national a enregistré un léger recul, passant de 6,1 % durant l’EF1718 à 5,8 % pendant l’EF1819, le nombre de chômeurs ayant diminué modérément de 3,9 % au cours de la même période, ce qui a entraîné une faible diminution correspondante du nombre de nouvelles demandes de prestations régulières d’a.-e. (-0,5 %) établies au cours de l’EF1819.

Au cours de l’EF1819, une moyenne de 453 400 prestataires ont reçu des prestations régulières d’a.-e. chaque mois, comparativement à 511 800 au cours de l’exercice précédent, soit une diminution de 11,4 %, poursuivant ainsi une tendance à la baisse amorcée au cours de l’EF1617^{Note de bas de page 13}. L’EF1819 marque la première fois depuis la récession de l’EF0809 où le nombre de prestataires réguliers de l’a.-e. a chuté sous la barre des 500 000.

Comme le nombre de bénéficiaires mensuels est lié au nombre de nouvelles demandes déjà établies, ces 2 mesures tendent à évoluer dans le même sens, le nombre de bénéficiaires mensuels suivant généralement avec un délai le nombre de nouvelles demandes établies lorsqu’il y a des changements dans la durée moyenne des prestations ou encore une augmentation ou une diminution soudaine et significative dans le nombre de nouvelles demandes. Supposons, par exemple, que le nombre de demandes de prestations régulières d’a.-e. augmente à la suite d’un choc économique. Le nombre de bénéficiaires mensuels augmentera à la suite de l’augmentation des nouvelles demandes. Toutefois, il est possible que le nombre de bénéficiaires mensuels reste élevé, même après que le volume des nouvelles demandes établies ait diminué à la suite d’une amélioration des conditions du marché du travail, car les versements continuent d’être effectués sur les nouvelles demandes de prestations déjà établies, jusqu’à ce que les prestations soient épuisées ou que les prestataires aient trouvé un 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 6, d’un exercice financier à l’autre, 7 des 13 provinces et territoires ont enregistré un recul du nombre de nouvelles demandes établies pour des prestations régulières d’a.-e., notamment dans les Territoires du Nord-Ouest (‑10,2 % ou ‑180 demandes), à l’Île-du-Prince-Édouard (‑5,4 % ou ‑890 demandes), au Québec (‑3,7 % ou ‑14 580 demandes), en Nouvelle-Écosse (‑3,3 % ou ‑2 080 demandes), au Nouveau-Brunswick (‑3,2 % ou ‑2 290 demandes), en Ontario (‑2,5 % ou ‑9 510 demandes) et en Colombie-Britannique (‑1,3 % ou ‑1 550 demandes). Ces diminutions ont partiellement atténué les importantes augmentations observées dans les Prairies.

Description textuelle du graphique 6

Province/territoire	Variation en pourcentage du nombre de demandes établies	Variation en pourcentage des montants versés
Colombie-Britannique	-1,3 %	-17,1 %
Alberta	13,1 %	-26,2 %
Saskatchewan	6,8 %	-17,0 %
Manitoba	5,9 %	-3,9 %
Ontario	-2,5 %	-12,8 %
Québec	-3,7 %	-15,3 %
Nouveau-Brunswick	-3,2 %	-13,3 %
Nouvelle-Écosse	-3,3 %	-7,4 %
Île du-Prince-Édouard	-5,4 %	-8,6 %
Terre-Neuve et Labrador	7,3 %	-16,2 %
Yukon	1,9 %	-12,9 %
Territoires du nord-ouest	-10,2 %	-10,2 %
Nunavut	11,1 %	-25,7 %

• 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.

Comparativement à l’an dernier, le montant total versé en prestations régulières d’a.-e. au cours de l’EF1819 a diminué dans l’ensemble des provinces et des territoires (voir le graphique 6), à l’exception des Territoires du Nord-Ouest. En pourcentage, les plus importants reculs concernant le montant versé en prestations régulières d’a.-e. ont été observés en Alberta (-26,2 %), au Nunavut (‑25,7 %), en Colombie-Britannique (‑17,1 %) et en Saskatchewan (-17,0 %)^{Note de bas de page 14}. Les diminutions en pourcentage des versements de prestations régulières d’a.-e. en Ontario et au Québec ont été inférieures à la diminution du pourcentage national, et ces 2 provinces représentaient toujours la moitié (50,2 %) des prestations régulières d’a.-e. versées au cours de l’EF1819.

Le tableau 6 indique le nombre de nouvelles demandes de prestations régulières d’a.-e. établies et le montant versé selon le sexe et le groupe d’âge. Le nombre de nouvelles demandes de prestations établies par des hommes est demeuré relativement stable, tandis que celui des femmes a légèrement diminué au cours de la période de référence par rapport à l’exercice précédent (+0,3 % et -1,8 %, respectivement). La part des demandes de prestations établies selon le sexe est demeurée stable d’une année à l’autre.

En ce qui concerne le montant total versé en prestations régulières d’a.-e., la part des prestations versées aux hommes et aux femmes est restée stable au cours de l’EF1819 par rapport à l’année précédente, les hommes représentant 66,0 % et les femmes 34,0 % du total des prestations versées.

Le nombre de nouvelles demandes de prestations régulières établies ont diminué pour tous les groupes d’âge, sauf pour les prestataires âgés de 55 ans et plus, durant la période examinée comparativement à l’exercice précédent. Durant la même période, le montant versé en prestations régulières d’a.-e. a diminué pour tous les groupes d’âge. Comme pour l’exercice précédent, les prestataires âgés de 25 à 44 ans ont continué de représenter la plus grande part des demandes de prestations régulières et des montants versés au cours de l’EF1819, 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 proportion des nouvelles demandes de prestations établies par différents groupes d’âge ait été relativement stable, la proportion de 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 21,4 % de la population active au cours de l’EF1819, en hausse comparativement à 21,1 % à l’EF1718 (+0,3 point de pourcentage)^{Note de bas de page 15} .

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

Comme le montre le tableau 7, le nombre de demandes de prestations régulières d’a.-e. nouvellement établies a légèrement augmenté dans les industries productrices de biens (+3 120 demandes ou +0,6 %), alors qu’il est demeuré stable dans les industries productrices de services. Dans les industries productrices de biens, l’industrie de la construction représentait plus de la moitié (57,9 %) de toutes les nouvelles demandes établies, et a connu une augmentation de +1,3 % comparativement à l’exercice précédent. En revanche, la hausse la plus importante a été observée dans l’industrie de l’extraction minière, pétrolière et gazière, où le nombre de nouvelles demandes a augmenté de 17,1 %. Du côté des industries productrices de services, l’industrie des services d’enseignement représentait la plus grande part des demandes au cours de l’EF1819 (21,3 %). D’une année à l’autre, la plus forte diminution en pourcentage du nombre de nouvelles demandes établies dans les industries productrices des services a été observée dans l’industrie de la finance et de l’assurance (-15,9 %), tandis que la plus forte hausse a été dans l’industrie du transport et de l’entreposage et dans celle des autres services (sauf les administrations publiques), qui ont chacune enregistré une augmentation de 4,1 %.

Comparativement à l’exercice précédent, le montant total des prestations versées aux prestataires au cours de la période de référence a diminué de 870,2 millions de dollars (‑16,3 %) dans les industries productrices de biens et de 1 003 millions de dollars (-14,3 %) dans les industries productrices de services. La baisse des montants versés dans les industries productrices de biens était surtout attribuable à un important repli dans l’industrie de la construction (-473,1 millions de dollars ou -15,2 %) et dans l’industrie de la fabrication (-268,1 millions de dollars ou -20,7 %). En ce qui concerne les industries productrices de services, la diminution du montant total ayant été versé est en grande partie attribuable aux baisses dans l’industrie du commerce de détail (-142,5 millions de dollars ou ‑18,7 %), dans l’industrie des services professionnels, scientifiques et techniques (-121,7 millions de dollars ou ‑20,2 %) et dans l’industrie des services aux entreprises, aux bâtiments et de soutien (‑102,6 millions de dollars ou -11,8 %).

Prestations régulières d’assurance-emploi et les entreprises

Selon les données fiscales de 2017^{Note de bas de page 16} provenant de l’Agence du revenu du Canada (ARC), le nombre d’entreprises qui opèrent au Canada a légèrement augmenté (+1,0 %) comparativement à 2016. Des 1,21 million d’entreprises en exploitation, 309 100 (ce qui représente 25,5 % de toutes les entreprises) employaient au moins un employé ayant touché des prestations régulières d’a.-e.

Le tableau 8 affiche le nombre d’entreprises, l’emploi et les prestataires de prestations régulières d’a.-e. selon la taille^{Note de bas de page 17} des entreprises. La proportion d’entreprises qui comptaient au moins un employé ayant touché des prestations régulières d’a.-e. variait grandement en fonction de la taille de l’entreprise. En effet, les petites entreprises avaient moins tendance à être le dernier employeur d’un prestataire. Par exemple, en 2017, 20,0 % des petites entreprises avaient au moins un ancien employé qui recevait des prestations régulières d’a.-e., comparativement à 74,3 % dans les petites et moyennes entreprises, 95,1 % dans les moyennes à grandes entreprises et 99,4 % dans les grandes entreprises.

Cependant, lorsque l’on compare le nombre de prestataires de prestations régulières d’a.-e. à la répartition de la main-d’œuvre selon la taille de l’entreprise, on remarque que les employés des petites entreprises sont surreprésentés parmi les prestataires réguliers d’a.-e. Comme indiqué dans le tableau 8, les petites entreprises comptaient 21,5 % de la main-d’œuvre totale alors qu’elles représentaient 26,6 % de tous les prestataires de prestations régulières d’a.-e. en 2017. Dans le même ordre d’idées, les employés des petites et moyennes entreprises étaient aussi surreprésentés du côté des prestataires de prestations régulières d’a.-e., puisque ces entreprises regroupaient 19,8 % des employés et 24,3 % de tous les prestataires de prestations régulières d’a.-e. Cet écart entre la part de l’emploi et la part des prestataires réguliers d’a.-e. est moins important pour les entreprises de moyenne à grande taille. Toutefois, on observe le contraire pour les grandes entreprises, qui représentaient 42,6 % de la main-d’œuvre totale au Canada en 2017, mais seulement 31,6 % de l’ensemble des prestataires réguliers d’a.‑e. La proportion plus élevée de recours aux prestations régulières d’a.-e. chez les employés des petites entreprises suggère que ces dernières sont plus vulnérables que les grandes entreprises aux conditions commerciales ou économiques difficiles et qu’elles doivent procéder à des ajustements plus importants de leur main-d’œuvre, ce qui fait qu’une plus grande partie de leurs employés demandent des prestations régulières d’a.-e. à la suite de mises à pied. En outre, cette tendance peut également être influencée par des caractéristiques liées à l’industrie, comme la grande prévalence des emplois saisonniers dans les petites entreprises qui sont généralement plus susceptibles de recourir à l’a.-e. par rapport à la moyenne nationale dans certaines industries^{Note de bas de page 18}.

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

Le tableau 9 indique le nombre de nouvelles demandes de prestations régulières d’a.-e. établies et le montant total versé par catégorie de prestataires d’a.-e.^{Note de bas de page 19}. Au cours de l’EF1819, le nombre de nouvelles demandes établies par les travailleurs de longue date et le montant qui leur a été versé ont diminué, soit de 5,0 % et de 26,2 %, respectivement. En revanche, le nombre de nouvelles demandes établies par des prestataires occasionnels est resté relativement stable (+0,2 %) au cours de l’EF1819, tandis que le montant total versé a chuté de 12,2 % comparativement à l’exercice précédent. Enfin, le nombre de nouvelles demandes établies par des prestataires fréquents a augmenté légèrement (+2,5 %) au cours de la période de référence, alors que le montant total versé aux prestataires de cette catégorie a enregistré un recul de 10,7 % par rapport à l’EF1718.

Au cours de l’EF1819, les travailleurs de longue date représentaient 22,8 % de toutes les nouvelles demandes de prestations établies et recevaient 23,1 % du montant total versé. Par contre, toutes proportions gardées, les prestataires occasionnels ont touché moins de prestations. En effet, ils représentaient 54,2 % de toutes les nouvelles demandes établies au cours de l’EF1819, mais n’ont reçu que 51,6 % du montant total versé. Les prestataires fréquents représentaient 23,0 % du total des nouvelles prestations régulières établies et recevaient 25,3 % du montant total versé.

Les graphiques 7 et 8 présentent les parts des nouvelles demandes de prestations régulières d’a.-e. établies et le montant total versé par catégorie de prestataires de l’EF1011 à l’EF1819.

Description textuelle du graphique 7

Prestataires	EF1011	EF1112	EF1213	EF1314	EF1415	EF1516	EF1617	EF1718	EF1819
Travailleurs de longue date	24,0 %	25,6 %	23,3 %	21,5 %	19,5 %	26,6 %	24,9 %	23,9 %	22,8 %
Prestataires occasionnels	53,9 %	51,8 %	53,1 %	55,1 %	57,8 %	51,9 %	53,5 %	53,8 %	54,2 %
Prestataires fréquents	22,1 %	22,6 %	23,6 %	23,4 %	22,7 %	21,5 %	21,6 %	22,3 %	23,0 %

• 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.

Description textuelle du graphique 8

Prestataires	EF1011	EF1112	EF1213	EF1314	EF1415	EF1516	EF1617	EF1718	EF1819
Travailleurs de longue date	34,6 %	28,4 %	26,0 %	22,9 %	20,2 %	25,9 %	29,1 %	26,5 %	23,1 %
Prestataires occasionnels	44,5 %	46,6 %	47,4 %	50,9 %	54,1 %	50,5 %	49,1 %	49,6 %	51,6 %
Prestataires fréquents	20,9 %	25,0 %	26,6 %	26,2 %	25,7 %	23,6 %	21,9 %	23,9 %	25,3 %

• Remarque : Comprend les demandes pour lesquelles au moins 1 $ en prestations régulières d’a.-e. a été versé.
• Source : Emploi et Développement 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 10 présente la répartition des demandes de prestations régulières d’a.-e. pour les 5 dernières années selon le nombre d’heures d’emploi assurable utilisé pour se qualifier aux prestations régulières d’a.-e. Comme pour les exercices précédents, les prestataires qui ont accumulé plus de 1 820 heures d’emploi assurable représentaient la plus grande part (25,0 %) du total des nouvelles demandes de prestations régulières d’a.-e. établies au cours de l’EF1819. 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 (4,7 %), soit 0,4 point de pourcentage de moins que l’exercice précédent. Toutes les catégories présentées dans le tableau 10 ont connu une variation de moins de 1,0 point de pourcentage dans leur part au cours de l’EF1819 par rapport à l’exercice précédent.

Le graphique 9 présente le nombre moyen d’heures d’emploi assurable par demande de prestations régulières d’a.-e. pour l’EF1011 à l’EF1819 selon le sexe. Au Canada, au cours de l’exercice financier examiné, les prestataires avaient accumulé une moyenne de 1 371 heures d’emploi assurable au cours de leur période de référence, en hausse par rapport aux 1 369 heures pour l’EF1718. La différence entre le nombre moyen d’heures d’emploi assurable chez les hommes et les femmes s’est maintenue à environ 60 heures au fil des ans. Au cours de l’EF1819, les hommes avaient en moyenne 63 heures d’emploi assurable de plus que les femmes, ce qui 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.

Description textuelle du graphique 9

Prestataires	EF1011	EF1112	EF1213	EF1314	EF1415	EF1516	EF1617	EF1718	EF1819
Hommes	1 358	1 377	1 393	1 400	1 406	1 418	1 385	1 392	1 395
Femmes	1 309	1 315	1 328	1 338	1 342	1 353	1 328	1 333	1 332
Canada	1 338	1 352	1 367	1 376	1 381	1 393	1 363	1 369	1 371

• 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’EF1819, les prestataires âgés de 25 à 44 ans étaient ceux ayant accumulé le plus grand nombre d’heures d’emploi assurable pendant leur période de référence (1 406 heures), suivis de ceux âgés de 45 à 54 ans (1 395 heures). Par contre, les prestataires plus âgés (c'est-à-dire les 55 ans et plus) avaient accumulé le plus petit nombre d’heures d’emploi assurable (1 308 heures) pendant l’EF1819, suivis de près par les jeunes prestataires âgés de 25 ans et moins (1 315 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’EF1819. 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 l’ensemble des provinces et des territoires a été observée à Terre-Neuve-et-Labrador (1 126 heures), suivie du Nunavut (1 180 heures), de l’Île-du-Prince-Édouard (1 182 heures) et du Nouveau-Brunswick (1 236 heures). D’autre part, la moyenne d’heures d’emploi assurable par demande la plus élevée au cours de l’EF1819 a été observée en Alberta (1 462 heures), suivie de l’Ontario (1 436 heures) et de la Colombie-Britannique (1 403 heures).

Le tableau 11 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 de nouvelles demandes de prestations régulières établies dans les régions économiques de l’a.-e. où le taux de chômage se situait entre 0,1 % et 7,0 % était plus élevée (+80 450 demandes) durant l’EF1819 que lors des exercices précédents. Cette augmentation peut être principalement attribuable à l’accroissement du nombre de demandes de prestations régulières établies dans les régions économiques de l’Alberta (+71 990 demandes) et de Terre-Neuve-et-Labrador (15 080 demandes), où les seuils du taux de chômage étaient inférieurs ou équivalents à 7 %. Le tableau 11 démontre aussi que pour l’EF1819, les demandes de prestations régulières établies et la population de chômeurs sont réparties de façon assez similaire entre 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.

Comme il est 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.^{Note de bas de page 20}.

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 rapport d’évaluation^{Note de bas de page 21} fait par le ministère a conclu 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, ce qui indique une amélioration de la surveillante des prestataires effectuée par Service Canada. Ces conditions doivent être prises en considération lorsque l’on compare les résultats présentés au tableau 12.

Le tableau 12 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 5 derniers exercices. Pour l’EF1819, on a relevé un total de 1 430 exclusions et inadmissibilités liées au défaut de chercher du travail, comparativement à 1 730 incidents pour l’exercice précédent. En revanche, on a relevé un total de 170 exclusions et inadmissibilités liées au refus d’un emploi convenable au cours de l’EF1819, comparativement à 130 incidents au cours de l’exercice précédent. Toutefois, ces 2 facteurs ne représentent qu’une fraction (0,1 %) de toutes les exclusions et inadmissibilités au cours de l’EF1819 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.

2.2.2 Couverture, admissibilité et accès aux prestations régulières d’assurance-emploi pour la population de chômeurs

Tel que mentionné au début de la section 2.2, il y a 3 critères d’admissibilité pour se qualifier pour des prestations régulières d’a.-e. : le prestataire doit avoir eu un emploi assurable et avoir cotisé à l'a.-e. au cours de sa période de référence (définie comme étant soit les 52 semaines précédentes ou la période depuis l'établissement de sa dernière demande, selon la plus courte des 2 périodes); le motif de cessation d'emploi doit être valable conformément à la Loi sur l'assurance-emploi; et le prestataire doit avoir travaillé un nombre minimum d'heures d'emploi assurable (variant entre 420 et 700 heures selon le taux de chômage régional où il réside au moment d’établir sa demande) au cours de sa période de référence. Cette sous-section examine la population de chômeurs selon ces 3 critères d’admissibilité en 2018 et présente des mesures de la couverture, de l’admissibilité et de l’accès aux prestations régulières de l’a.-e. pour la population de chômeurs. Les résultats proviennent de l’Enquête sur la couverture de l’assurance-emploi (ECAE)^{Note de bas de page 22} publiée annuellement par Statistique Canada. L’enquête présente des statistiques sur les cotisants et les non-cotisants au régime de l’a.-e. parmi les chômeurs, de même que sur les bénéficiaires admissibles et les personnes qui ne sont pas admissibles aux prestations régulières d’a.-e. De plus, l’ECAE fournit des renseignements sur le recours aux prestations de maternité et aux prestations parentales au Canada (voir la sous-section 2.6.2).

Le graphique 10 illustre la distribution de la population de chômeurs canadiens en 2018 selon les critères d’admissibilité aux prestations régulières d’a.-e. Il montre qu’il y avait en moyenne 1 108 500 chômeurs par mois au Canada en 2018. Parmi ces individus, 36,1 % n’ont pas cotisé au régime d’a.-e. parce qu’ils n’ont pas travaillé dans les 12 mois précédents ou n’ont jamais travaillé, ou parce qu’ils étaient des travailleurs autonomes ou des travailleurs familiaux non rémunérés. À l’inverse, 63,9 % de tous les chômeurs ont versé des cotisations d’a.-e. dans les 12 mois précédant leur épisode de chômage en 2018, et étaient par conséquent couverts par le régime d’a.-e. Cependant, une proportion de ces chômeurs qui avaient cotisé à l’a.-e. n’étaient pas admissibles à toucher des prestations d’a.-e. en raison d’un motif de cessation d’emploi non valable (15,8 % de l’ensemble des chômeurs). Certaines personnes, par exemple, ont quitté leur emploi pour des motifs qui ne sont pas acceptables selon la Loi sur l’assurance-emploi, alors que d’autres ont quitté leur emploi pour poursuivre des études. Par conséquent, les chômeurs restants qui ont cotisé au régime d’a.-e. et qui avaient un motif de cessation d’emploi valable représentaient 48,2 % de tous les chômeurs en 2018. De ces personnes, une proportion (6,1 % de l’ensemble des chômeurs) n’avaient pas accumulé un nombre suffisant d’heures d’emploi assurable au cours de leur période de référence pour être admissibles à des prestations régulières d’a.‑e. À l’opposé, on estime que 466 900 chômeurs (42,1 % de tous les chômeurs) avaient accumulé un nombre suffisant d’heures d’emploi assurable durant leur période de référence et étaient admissibles aux prestations régulières d’a.-e. parce qu’elles satisfaisaient aux 3 critères d’admissibilité du régime d’a.-e.

Le graphique 10 illustre aussi que la majorité des chômeurs admissibles qui avaient accumulé suffisamment d’heures d’emploi assurable recevaient des prestations régulières d’a.‑e. au moment où ils ont été interviewés en 2018. Cependant, un certain nombre n’en recevaient pas même s’ils étaient admissibles, pour une des raisons suivantes :

• leurs prestations étaient temporairement interrompues ou ils observaient le délai de carence;
• ils avaient déjà épuisé leurs prestations;
• ils recevaient des prestations d’a.‑e. autres que des prestations régulières; ou
• ils n’avaient pas demandé ou reçu de prestations pour des raisons inconnues.

Description textuelle du graphique 10

(U) Nombre total de chômeurs: 1 108 500 (100 %)	Description
(A) Chômeurs qui n'ont pas versé de cotisations: 399 900 (36,1 %)	A1 — N’ont pas travaillé dans les 12 mois précédents ou n’ont jamais travaillé: 345 100 (31,1 %) A2 — Travailleurs autonomes ou travailleurs familiaux non rémunérés: 54 800 (4,9 %)
(B) Chômeurs qui ont versé des cotisations mais avec un motif de cessation d’emploi non valable: 174 600 (15,8 %)	B1 — Ont quitté leur emploi sans motif valable – autres raisons: 85 600 (7,7 %) B2 — Ont quitté leur emploi pour poursuivre des études: 89 100 (8,0 %)
(C) Chômeurs potentiellement admissibles mais avec un nombre insuffisant d'heures d'emploi assurable: 67 100 (6,1 %)	C1 — N’ont pas accumulé suffisamment d’heures d’emploi assurable: 67 100 (6,1 %)
(D) Chômeurs admissibles avec un nombre suffisant d'heures d'emploi assurable: 466 900 (42,1 %)	D1 — Reçoivent des prestations régulières d’a.-e.: 302 600 (27,3 %) D2 — Prestations temporairement interrompues ou attendent de recevoir des prestations: 65 500 (5,9 %) D3 — N’ont pas demandé ou reçu de prestations pour des raisons inconnues: 45 600 (4,1 %) D4 — Ont épuisé les prestations d’a.-e. au cours des 12 derniers mois: 42 600 (3,8 %) D5 — Reçoivent des prestations non-régulières d’a.-e. : 10 400 (0,9 %)

• Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués.
• E À utiliser avec prudence étant donné que cet estimé est associé à des taux d’erreur élevés.
• Source : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l’assurance-emploi, 2018.

La répartition des chômeurs selon leur admissibilité aux prestations régulières d’a.-e. en 2018 est restée relativement similaire à celle de 2017 (voir le graphique 11). Toutefois, la proportion des chômeurs qui avaient un motif de cessation d’emploi non valable a augmenté de 3,8 points de pourcentage par rapport à l’année précédente, principalement dû à une plus grande proportion qui ont quitté leur emploi pour retourner aux études. D’un autre côté, la proportion de chômeurs potentiellement admissibles mais qui n’avaient pas suffisamment d’heures d’emploi assurable a diminué de 1,9 points de pourcentage au cours de la même période.

Deux grandes tendances ont été observées quant à l’admissibilité aux prestations régulières d’a.-e. au cours de la dernière décennie (voir le graphique 11). Tout d’abord, la proportion des chômeurs admissibles qui rencontrent les 3 critères d’admissibilité augmente lors de périodes de ralentissement économique, tel que constater suite à la récession de l’EF0809 et à la baisse des prix des produits de base en 2015. Deuxièmement, la part des chômeurs qui n’avaient pas contribué au régime de l’assurance-emploi en versant des cotisations a connu une tendance à la hausse après la récession de l’EF0809^{Note de bas de page 23}.

Description textuelle du graphique 11

Catégorie	2008	2009	2010	2011	2012	2013	2014	2015	2016	2017	2018
(A) Chômeurs qui n'ont pas versé de cotisations	29,9 %	29,7 %	35,3 %	35,5 %	38,3 %	37,5 %	39.0 %	34,7 %	34,7 %	37,0 %	36,1 %
(B) Chômeurs qui ont versé des cotisations mais avec un motif de cessation d’emploi non valable	17,8 %	12,5 %	11,8 %	12,7 %	13,7 %	14,9 %	14,9 %	12,4 %	11,9 %	12,0 %	15,8 %
(C) Chômeurs potentiellement admissibles mais avec un nombre insuffisant d'heures d'emploi assurable	9,3 %	8,0 %	8,5 %	11,2 %	8,7 %	6,7 %	7,8 %	9,1 %	7,8 %	8,0 %	6,1 %
(D) Chômeurs admissibles avec un nombre suffisant d'heures d'emploi assurable	42,9 %	49,8 %	44,4 %	40,5 %	39,3 %	40,8 %	38,3 %	43,8 %	45,6 %	43,0 %	42,1 %

• Source : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l’assurance-emploi, 2008 à 2018.

Couverture des prestations régulières d’assurance-emploi

La part des chômeurs qui sont couverts par le régime de l’assurance-emploi est représentée par le taux de couverture des prestations régulières d’a.-e. qui est mesuré par le nombre de chômeurs qui ont cotisé à l’a.-e. — les chômeurs qui avaient un emploi assurable et qui ont cotisé au régime de l’assurance-emploi en versant des cotisations au cours des 52 semaines précédentes — diviser par le nombre total de chômeurs au Canada. En 2018, le taux de couverture était de 63,9 %, une légère hausse comparativement à 63,0 % en 2017.

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 ayant cotisé à l’a.-e. parmi tous les chômeurs. Au cours de la dernière décennie, les taux de couverture ont atteint des sommets en 2008 et 2009, ce qui correspond à la récession de l’EF0809, et ont augmenté de nouveau pendant la baisse des prix des produits de base en 2015 et 2016 (voir le graphique 12).

Description textuelle du graphique 12

Catégorie	2006	2007	2008	2009	2010	2011	2012	2013	2014	2015	2016	2017	2018
Taux de 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 %	63,9 %

• Source : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l’assurance-emploi, 2006 à 2018.

L’Île-du-Prince-Édouard a affiché le taux de couverture le plus élevé (91,0 %) en 2018, alors que l’Ontario avait le taux le plus faible (59,6 %) (voir le tableau 13). 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}.

En fonction du sexe, il y a une plus grande proportion de chômeurs (68,3 %) que de chômeuses (58,1 %) qui ont cotisé au régime de l’assurance-emploi. Le taux de couverture plus faible chez les chômeuses peut s’expliquer par le fait que ces dernières sont moins susceptibles d’avoir eu un emploi assurable récent comparativement aux chômeurs. Les taux de couverture des jeunes chômeurs sont généralement plus faibles que ceux des chômeurs adultes parce que ces jeunes sont plus susceptibles de ne jamais avoir travaillé.

Lorsque les chômeurs sont classés selon leur régime de travail précédent, on peut constater qu’une proportion moins élevée de chômeurs qui occupaient des emplois permanents ont versé des cotisations d’a.-e. (72,1 %) que les chômeurs qui occupaient des emploi non permanents (81,1 %). Cela peut s’expliquer par le taux de couverture élevé des chômeurs qui travaillaient dans des emplois non permanents saisonniers (86,9 %). 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 auparavant occupaient des emplois permanents, le taux de couverture de ceux qui occupaient des postes à temps plein était plus élevé (74,0 %) que celui des chômeurs qui occupaient des postes à temps partiel (67,1 %).

Admissibilité aux prestations régulières d’assurance-emploi

Tel que mentionner précédemment, les chômeurs doivent avoir cotisé à l'a.-e., avoir un motif de cessation d'emploi valable, et avoir accumulé un nombre suffisant d'heures d'emploi assurable au cours de leur période de référence pour être admissible à des prestations régulières d’a.-e. Le taux d’admissibilité représente la part des chômeurs qui ont accumulé un nombre suffisant d’heures d’emploi assurable parmi les chômeurs qui rencontrent les 2 premiers critères d’admissibilité (qui ont versé des cotisations et ont un motif de cessation d’emploi valable).

Comme la ligne « tous les chômeurs » l’illustre au graphique 13, le taux d’admissibilité aux prestations régulières d’a.-e. au Canada a varié de 78,4 % à 87,4 % au cours de la dernière décennie. Il a augmenté comparativement à l’année précédente, passant de 84,3 % en 2017 à 87,4 % en 2018. Il s’agit du taux le plus élevé des 10 dernières années. La hausse générale enregistrée en 2018 a été surtout menée par les jeunes et par l’Ontario.

Description textuelle du graphique 13

Catégorie	2008	2009	2010	2011	2012	2013	2014	2015	2016	2017	2018
Tous les chômeurs	82,2 %	86,2 %	83,9 %	78,4 %	81,9 %	85,8 %	83,1 %	82,8 %	85,4 %	84,3 %	87,4 %
Chômeurs qui avaient un emploi permanent	87,6 %	92,2 %	92,4 %	87,2 %	89,9 %	91,4 %	87,7 %	90,0 %	92,8 %	91,7 %	92,8 %
Chômeurs qui avaient un emploi temporaire	73,5 %	75,3 %	72,3 %	68,3 %	72,2 %	79,0 %	77,7 %	72,2 %	75,7 %	76,7 %	80,1 %

• Source : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l’assurance-emploi, 2008 à 2018.

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. Par conséquent, d’importantes variations sont observées lorsque les caractéristiques régionales et démographiques des chômeurs, ainsi que celles de leur emploi précédent, sont examinées.

Parmi toutes les provinces, en 2018, le taux d’admissibilité le plus élevé a été observé à l’Île-du-Prince-Édouard (98,2 %) et le taux le plus bas, en Alberta (79,6 %) (voir le tableau 14). Par rapport à l’année précédente, le taux d’admissibilité a augmenté dans 4 provinces, notamment l’Ontario, a diminué dans 3 provinces et est resté sensiblement inchangé dans les autres 3 provinces en 2018. Étant donné le poids démographique important de l’Ontario relativement aux autres provinces, la hausse du taux d’admissibilité dans cette province est responsable en grande partie de l’augmentation globale observée au niveau national. Néanmoins, les provinces de l’Atlantique continuent d’enregistrer les taux d’admissibilité à l’a.-e. les plus élevés parmi les provinces canadiennes, alors que l’Ontario et les provinces de l’Ouest ont des taux d’admissibilité relativement plus faibles. Une analyse interne^{Note de bas de page 25} a aussi trouvé que les taux d’admissibilité étaient plus faibles dans les régions économiques de l’a.‑e. en milieu urbain (84 %) comparativement aux régions en milieu rural (90 %).

Les chômeurs ont généralement des taux d’admissibilité plus élevés que les chômeuses, 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 2018, le taux d’admissibilité chez les hommes était de 88,3 % par rapport à celui chez les femmes, qui était de 86,1 %.

En ce qui concerne les groupes d’âge, les jeunes chômeurs de moins de 24 ans affichaient le taux d’admissibilité le plus bas (60,5 %) en 2018 par rapport aux chômeurs âgés de 25 à 44 ans (90,7 %) et aux chômeurs âgés de 45 ans et plus (90,5 %) (voir le tableau 14). L’écart le plus important dans les taux d’admissibilité en 2018 par rapport à ceux de l’année précédente a été observé chez les jeunes chômeurs^{Note de bas de page 26} (+19,8 points de pourcentage), tandis que le taux d’admissibilité des chômeurs dans les 2 autres groupes d’âge affichait peu de changements.

Les taux d’admissibilité varient aussi selon les caractéristiques de l’emploi. Intuitivement, les chômeurs qui occupaient précédemment des emplois à temps plein ont un taux d’admissibilité plus élevé puisqu’ils sont plus susceptibles que les chômeurs qui travaillaient à temps partiel d’avoir accumulé suffisamment d’heures d’emploi assurable. De même, les chômeurs 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 13 illustre que le taux d’admissibilité aux prestations régulières d’a.-e. pour les chômeurs qui occupaient des emplois permanents a varié entre 87,2 % et 92,8 % depuis les 10 dernières années, tandis que celui des chômeurs qui avaient des emplois temporaires oscillait entre 68,3 % et 80,1 %.

Le graphique 14 présente les taux d’admissibilité aux prestations régulières d’a.-e. selon les caractéristiques de l’emploi précédent alors que les emplois permanents sont classés en 2 catégories, les postes à temps plein et les postes à temps partiel. L’emploi temporaire est également divisé en 2 catégories, soit les emplois saisonniers et les emplois non-saisonniers.

Description textuelle du graphique 14

Catégorie	2008	2009	2010	2011	2012	2013	2014	2015	2016	2017	2018
Permanent à temps plein	92,7 %	94,3 %	94,5 %	91,2 %	94,6 %	95,0 %	90,1 %	93,3 %	95,3 %	94,5 %	93,6 %
Permanent à temps partiel	47,7 %	68,8 %	74,4 %	54,9 %	65,2 %	71,4 %	66,2 %	65,8 %	62,4 %	69,3 %	86,0 %
Temporaire saisonnier	85,0 %	81,4 %	83,6 %	81,2 %	75,6 %	85,1 %	84,6 %	82,6 %	87,5 %	86,7 %	82,0 %
Temporaire non-saisonnier	63,8 %	70,5 %	64,7 %	60,0 %	69,8 %	74,5 %	73,0 %	64,0 %	66,4 %	66,8 %	78,5 %

• ^E Selon les lignes directrices pour la diffusion de l’ECAE, cet estimé devrait être utilisé avec prudence.
• Source : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l’assurance-emploi, 2008 à 2018.

Le taux d’admissibilité des chômeurs qui occupaient des emplois permanents à temps plein continue d’être le plus élevé parmi les différents régimes de travail précédent en 2018 (voir le graphique 14). Le taux d’admissibilité des chômeurs qui travaillaient dans des emplois saisonniers temporaires a diminué, passant de 86,7 % en 2017 à 82,0 % en 2018, ce qui est inférieur à celui des chômeurs qui avaient des emplois permanents à temps partiel. Le taux d’admissibilité pour ce dernier groupe a affiché une augmentation substantielle (+16,7 points de pourcentage) entre 2017 et 2018^{Note de bas de page 27}. Les chômeurs qui occupaient des emplois non saisonniers temporaires ont aussi connu une hausse importante de leur taux d’admissibilité (+11,7 points de pourcentage). La hausse des taux d’admissibilité en 2018 pour ces 2 groupes peut s’expliquer par le fait qu’une plus grande proportion des chômeurs qui travaillaient auparavant dans ces types d’emploi ont quitté leur emploi sans raison valable comparativement à 2017, ce qui les excluaient du dénominateur lors du calcul du taux d’admissibilité. Ces chômeurs sont généralement des jeunes et sont moins susceptibles d’avoir accumulé un nombre suffisant d’heures d’emploi assurable.

Dans le passé, l’admissibilité aux prestations régulières d’a.-e. a aussi été estimée à l’aide des données provenant des relevés d’emploi afin d’examiner la proportion de personnes ayant connu une cessation d’emploi qui satisfaisaient au nombre requis d’heures d’emploi assurable pour être admissibles aux prestations régulières d’a.-e. Des résultats basés sur cette méthodologie sont disponibles dans le Rapport de contrôle et d’évaluation de l’assurance-emploi de 2017-2018.

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’assurance-emploi 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, 2 ratios sont utilisés pour mesurer l’accessibilité aux prestations régulières d’a.-e., soit le ratio prestataires-chômeurs (P/C) et le ratio prestataires-chômeurs ayant cotisé à l’assurance-emploi (P/CC).

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. provenant des publications mensuelles de Statistique Canada sur les statistiques d’a.-e., exprimé en proportion de la population totale de chômeurs obtenue par l’ECAE^{Note de bas de page 28}. Par conséquent, il comprend un important segment de la population de chômeurs 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 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’assurance-emploi.

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 chômeurs qui ont touché des prestations régulières d’a.-e. provenant des publications mensuelles de Statistique Canada sur les statistiques d’a.-e., exprimé en proportion du nombre de chômeurs qui ont cotisé au régime de l’assurance-emploi au cours des 12 mois précédents obtenu par l’ECAE. 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 chômeurs 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 n’avaient pas participer à la population active, ce ratio peut fournir une meilleure évaluation de l’accessibilité aux prestations régulières d’a.-e. que le ratio P/C.

En 2018, le ratio P/C et le ratio P/CC étaient respectivement de 39,3 % et 61,5 % (voir le graphique 15). On peut constater que le ratio P/C a diminué de 2,8 points de pourcentage par rapport à l’année précédente, alors que la diminution du ratio P/CC était plus importante (-5.4 points de pourcentage) au cours de cette période. Ces déclins sont attribuables à une plus grande diminution du numérateur (P) que de chacun des dénominateurs (C et CC). Cette situation est due, en partie, à la baisse continue du taux de chômage au cours de la dernière année qui a fait en sorte que les prestataires d’a.-e. sont généralement admissibles à moins de semaines de prestations régulières d’a.-e., ainsi qu’à une légère diminution de la proportion de semaines de prestations régulières d’a.-e. utilisées par les prestataires, et à la fin de la mesure temporaire qui offrait des semaines supplémentaires de prestations dans certaines régions touchées par la baisse des prix des produits de base (voir la sous-section 2.2.4). Ces 3 facteurs ont contribué à réduire le nombre de bénéficiaires touchant des prestations durant la période examinée.

Description textuelle du graphique 15

Catégorie	2013	2014	2015	2016	2017	2018
Ratio prestataires/chômeurs (P/C)	38,4 %	38,6 %	39,8 %	41,8 %	42,1 %	39,3 %
Ratio prestataires/chômeurs ayant cotisé à l'a.-e. (P/CC)	61,5 %	63,4 %	61,0 %	64,0 %	66,9 %	61,5 %

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

2.2.3 Niveau des prestations régulières d’assurance-emploi

En vertu de la disposition des meilleures semaines variables, le taux hebdomadaire de prestations régulières auquel ont droit les prestataires admissibles est calculé comme étant 55 % de la moyenne de la rémunération assurable pendant les semaines où celle-ci était la plus élevée (meilleures semaines) au cours de la période de référence^{Note de bas de page 29}. Le nombre de semaines utilisées pour déterminer le taux hebdomadaire de prestations varie de 14 à 22, selon le taux de chômage mensuel de la région économique de l’a.-e. où réside le prestataire. Par conséquent, le taux de prestations d’a.‑e. est fondé sur les semaines pendant lesquelles le prestataire a touché des gains plus élevés. Le taux maximal de prestations hebdomadaires pour tous les types de prestations au titre du régime de l’a.‑e. est basé sur le maximum de la rémunération assurable (MRA), qui s’élevait à 53 100 $ en 2019. Le taux de prestations régulières hebdomadaires étant fixé à 55 % de la rémunération moyenne hebdomadaire, le taux maximal de prestations régulières hebdomadaires était de 562 $ en 2019.

Outre les prestations régulières d’a.‑e., les prestataires provenant d’une famille à faible revenu et ayant des enfants âgés de moins de 18 ans peuvent être admissibles à des prestations supplémentaires offertes en vertu de la disposition relative au supplément familial, qui pourrait majorer le taux de prestations passant de 55 % à un maximum de 80 %, sous réserve du taux maximal de prestations hebdomadaires (voir la sous-section 2.1.1 pour une analyse plus détaillée). Le niveau des prestations régulières d’a.‑e. dont il est question dans cette sous-section comprend les prestations additionnelles du supplément familial versées aux prestataires admissibles qui reçoivent des prestations régulières d’a.‑e.

Au cours de l’EF1819, le taux moyen de prestations régulières hebdomadaires d’a.‑e. est passé à 469 $, alors qu’il était de 457 $ au cours de l’exercice précédent (+12 $ ou +2,7 %). Cette majoration est attribuable à la hausse du MRA^{Note de bas de page 30}. Comme l’indique le graphique 16, le taux moyen de prestations régulières hebdomadaires a enregistré une hausse constante d’une année à l’autre au cours des 10 dernières années.

Description textuelle du graphique 16

Catégorie	EF0910	EF1011	EF1112	EF1213	EF1314	EF1415	EF1516	EF1617	EF1718	EF1819
Taux moyen de prestations hebdomadaires	367 $	371 $	384 $	396 $	419 $	433 $	446 $	449 $	457 $	469 $

• Remarque : Comprend toutes les demandes de prestations 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.

Comme l’indique l’annexe 2.5.3, le taux moyen de prestations régulières hebdomadaires a augmenté au cours de l’EF1819 dans l’ensemble des provinces et des territoires par rapport à l’exercice financier précédent, sauf dans les Territoires du Nord-Ouest et au Nunavut (-0,7 % et -2,5 %, respectivement). La croissance la plus marquée a été observée au Yukon (+3,8 %), suivi de l’Ontario (+3,2 %). Le taux moyen de prestations régulières hebdomadaires variait au niveau provincial et territorial — le taux le plus élevé a été observé aux Territoires du Nord-Ouest (523 $) et celui le plus faible a été enregistré à l’Île-du-Prince‑Édouard et en Nouvelle-Écosse (433 $). Comme pour les années précédentes, les demandes de prestations établies dans les provinces de l’Atlantique, du Québec et du Manitoba ont continué à recevoir des taux de prestations régulières hebdomadaires sous la moyenne nationale tandis que les demandes de prestations en Saskatchewan, en Alberta et dans les territoires étaient nettement supérieures à la moyenne nationale.

Au cours des 5 dernières années, le taux moyen de prestations régulières hebdomadaires était plus élevé chez les hommes que chez les femmes comme l’indique l’annexe 2.5.3. Cela a toujours été le cas. Cependant, depuis l’EF1112, la croissance du taux moyen de prestations régulières hebdomadaires chez les femmes a dépassé celle chez les hommes. Cette tendance s’est poursuivie au cours de la période examinée – le taux moyen de prestations régulières hebdomadaires pour les hommes était de 493 $ pour l’EF1819 alors qu’il était de 481 $ pour l’EF1718 (+2,4 %); chez les femmes, le taux est passé de 419 $ pour l’EF1718 à 432 $ pour l’EF1819 (+3,1 %). Cet écart global (en valeurs absolues) est observable pour toutes les catégories d’heures d’emploi assurable travaillées au cours de la période de référence et est plus apparent dans les niveaux inférieurs d’activités sur le marché du travail, comme l’indique le nombre d’heures d’emploi assurable (voir le graphique 17). Parmi les prestataires ayant obtenu le niveau le moins élevé d’activités sur le marché du travail, soit de 420 à 559 heures d’emploi assurable au cours de la période de référence de l’EF1819, le taux moyen de prestations régulières hebdomadaires des femmes (287 $) correspondait à environ les trois quarts (75,5 %) de celui des hommes (380 $). Parmi les prestataires ayant obtenu le niveau le plus élevé d’activités sur le marché du travail, soit 1 820 heures d’emploi assurable ou plus, le taux moyen de prestations régulières hebdomadaires des femmes (490 $) était d’environ 92,9 % de celui des hommes (527 $).

Description textuelle du graphique 17

Heures assurables accumulées	Taux de prestations hebdomadaires moyen des hommes	Taux de prestations hebdomadaires moyen des femmes
420 à 559	380 $	287 $
560 à 699	418 $	333 $
700 à 839	424 $	337 $
840 à 979	454 $	374 $
980 à 1119	472 $	394 $
1120 à 1259	485 $	419 $
1260 à 1399	497 $	441 $
1400 à 1539	506 $	479 $
1540 à 1679	510 $	467 $
1680 à 1819	514 $	471 $
1820 ou plus	527 $	490 $

• Remarque : Comprend toutes les demandes de prestations 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.

Le tableau 15 décrit le taux moyen de prestations régulières hebdomadaires, par groupe d’âge, chez les hommes et les femmes pour la période examinée et l’année précédente. Les prestataires âgés de 25 à 44 ans avaient le taux moyen de prestations régulières hebdomadaires le plus élevé (481 $) au cours de l’EF1819 alors que le taux était de 470 $ au cours de l’année précédente (+11 $ ou +2,3 %). Toutefois, la plus forte augmentation a été observée chez les personnes de 24 ans et moins (+17 $ ou +4,1 %). Lorsque les prestataires sont classés par groupe d’âge et par sexe, on constate, au cours de l’EF1819, que les hommes âgés de 45 à 54 ans avaient le taux moyen de prestations régulières hebdomadaires le plus élevé (507 $), tandis que, chez les femmes, le taux de prestations le plus élevé a été enregistré chez les prestataires âgées de 25 à 44 ans (447 $). L’écart dans le taux moyen de prestations régulières hebdomadaires entre les hommes et les femmes était le plus élevé chez les prestataires de 45 à 54 ans (71 $ de plus chez les hommes) au cours de l’année visée par le rapport tandis que l’écart était de 74 $ l’année précédente.

Au cours de l’EF1819, le taux moyen de prestations régulières hebdomadaires était le plus élevé chez les travailleurs de longue date (503 $) tandis qu’il était le moins élevé chez les prestataires occasionnels (452 $)^{Note de bas de page 31}. Par rapport à l’année précédente, cependant, le taux moyen de prestations hebdomadaires des prestataires occasionnels a enregistré la croissance la plus élevée au cours de l’EF1819 (+3,4 %) — voir le tableau 16.

Comme l’indique le tableau 17, un peu moins de la moitié (49,1 %) de toutes les demandes de prestations régulières d’a.‑e. établies au cours de l’EF1819 ont obtenu le taux maximal de prestations hebdomadaires, en hausse par rapport à 47,3 % au cours de l’exercice précédent. La part des demandes de prestations établies par des hommes qui avaient obtenu le taux maximal de prestations hebdomadaires (60,4 %) représentait près du double par rapport à la part de ces demandes établies par des femmes (31,3 %). Ceci peut être attribuable en partie au fait qu’une plus grande proportion de femmes occupent des emplois à temps partiel que d’hommes, ce qui se traduit par une rémunération hebdomadaire assurable moyenne moins élevée pour les femmes^{Note de bas de page 32}. Selon le groupe d’âge, la part des demandes de prestations ayant obtenu le taux maximal de prestations hebdomadaires était la plus élevée chez les prestataires de 25 à 44 ans (53,6 %) tandis que les prestataires âgés de 24 ans et moins avaient le taux le plus bas (33,3 %). Les travailleurs de longue date ont obtenu la part la plus élevée des demandes de prestations (64,5 %) au taux maximal des prestations hebdomadaires au cours de l’EF1819 et venaient ensuite les prestataires fréquents (51,5 %).

2.2.4 Semaines d’admissibilité aux prestations régulières d’assurance-emploi

Les prestataires qui ont réussi à établir une demande de prestations d’a.‑e. reçoivent un nombre maximal de semaines de prestations régulières d’a.‑e., ce que l’on nomme leurs semaines d’admissibilité aux prestations. La durée varie de 14 à 45 semaines et est déterminée par le nombre d’heures d’emploi assurable accumulé au cours de la période de référence et le taux de chômage en vigueur dans la région économique de l’a.-e. où réside le prestataire au moment où la demande a été établie (voir l’annexe 2.2 pour consulter la table d’admissibilité)^{Note de bas de page 33}.

Cette sous-section présente une analyse détaillée de la durée des prestations régulières d’a.‑e. tant le nombre maximal de semaines de prestations que le nombre réel de semaines utilisées. Les statistiques présentées dans cette sous-section reposent sur les demandes de prestations qui ont été complétées^{Note de bas de page 34} au cours de l’exercice financier. Les statistiques portant sur l’exercice examiné représentent des estimations préliminaires et pourraient être révisées plus tard.

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

Comme il a été mentionné, la durée maximale de prestations régulières d’a.‑e. auxquelles un prestataire a droit se situe entre 14 et 45 semaines. Des maximums plus élevés sont associés à un plus grand nombre d’heures d’emploi assurable accumulé au cours de la période de référence et à des taux de chômage régionaux plus élevés. Le régime d’a.-e. est conçu de façon à répondre automatiquement aux variations des conditions économiques des marchés du travail locaux. En général, lorsque le taux de chômage d’une région augmente, les normes d’admissibilité sont assouplies et la durée maximale des prestations augmente. Par conséquent, le nombre de semaines de prestations d’a.‑e. offertes s’adapte aux besoins qui évoluent des chômeurs dans différentes régions et communautés où les conditions du marché du travail varient.

La durée maximale correspond au nombre maximal de semaines pour lesquelles des prestations peuvent être versées lors d’une demande de prestations, tandis que la durée réelle d’une demande de prestations correspond au nombre de semaines de prestations qu’un prestataire d’a.‑e. reçoit réellement^{Note de bas de page 35}. La durée réelle moyenne des prestations régulières d’a.‑e. est habituellement inférieure à la durée maximale étant donné les circonstances qui peuvent contribuer à une utilisation moindre des prestations régulières d’a.‑e. au cours de la période de prestations (par exemple, lorsque le prestataire a trouvé un emploi et n’est plus en chômage, il a opté pour des prestations spéciales d’a.‑e. ou n’est plus disponible pour travailler^{Note de bas de page 36} ).

Comme le montre le graphique 18, la durée maximale moyenne des prestations régulières d’a.‑e. complétées est passée de 32,6 semaines au cours de l’EF1718 à 30,3 semaines pour l’EF1819 (‑2,3 semaines ou -7,2 %). De plus, la durée réelle moyenne est passée de 20,3 semaines au cours de l’EF1718 à 18,2 semaines pour l’EF1819 (-2,0 semaines ou -9,9 %). La baisse de la durée pour ces 2 catégories est attribuable, en partie, à l’amélioration continue de la situation du marché du travail par rapport à l’an dernier dans plusieurs provinces et territoires^{Note de bas de page 37} , et à la conclusion de la mesure temporaire de soutien de l’assurance-emploi instaurée par la Loi n° 1 d’exécution du budget de 2016, qui avait prolongé temporairement la durée des prestations régulières d’a.‑e. pour les prestataires admissibles dans 15 régions économiques de l’a.‑e. les plus touchées par la baisse des prix des produits de base observée à la fin de 2014^{Note de bas de page 38}. Les effets de cette mesure sur les demandes de prestations régulières d’a.‑e. seront abordés plus loin dans cette sous-section.

Description textuelle du graphique 18

Catégorie	EF0910	EF1011	EF1112	EF1213	EF1314	EF1415	EF1516	EF1617	EF1718	EF1819
Durée réelle moyenne en semaines (axe de gauche)	21,9	24,0	21,6	20,1	19,7	19,4	19,3	20,7	20,3	18,2
Durée maximale moyenne en semaines (axe de gauche)	38,8	41,7	35,4	33,0	32,1	31,6	32,1	33,7	32,6	30,3
Taux de chômage (axe de droite)	8,5 %	7,9 %	7,5 %	7,2 %	7,0 %	6,9 %	7,0 %	6,9 %	6,1 %	5,8 %

• Remarque : Comprend toutes les demandes complétées au cours de l'exercice financier pour lesquelles au moins 1 $ 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 : Emploi et développement social Canada, données administratives de l’assurance-emploi ('a.-e) (pour les données sur la durée des prestations régulières d’a.-e.), et Statistique Canada, Enquête sur la population active, Tableau 14-10-0287-01 (pour les données sur les taux de chômage). Les données d’a.-e. reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

La durée maximale moyenne des prestations régulières d’a.‑e. complétées au cours de l’EF1819 variait considérablement d’une province et d’un territoire à l’autre, en raison des différences des caractéristiques régionales du marché du travail et de la population active, comme l’indique le tableau 18. Comme pour l’année précédente, les demandes de prestations régulières d’a.‑e. établies au Nunavut affichaient la durée maximale moyenne la plus élevée (42,1 semaines) au cours de l’année examinée et vient ensuite Terre-Neuve-et-Labrador (39,9 semaines). La durée maximale beaucoup plus élevée par rapport à la moyenne nationale peut s’expliquer par le taux de chômage élevé observé dans ces administrations (le taux de chômage était de 14,2 % au Nunavut et de 13,0 % à Terre-Neuve-et-Labrador au cours de l’EF1819)^{Note de bas de page 39}. En comparaison, les demandes de prestations régulières d’a.‑e. établies au Yukon affichaient la durée maximale moyenne la moins élevée (27,1 semaines), suivi du Québec (27,7 semaines), ce qui correspond aux faibles taux de chômage généralement observés dans ces administrations (le taux de chômage au Yukon et au Québec était de 3,2 % et de 5,4 % respectivement au cours de l’EF1819)^{Note de bas de page 40}.

La durée maximale moyenne des prestations régulières d’a.‑e. était plus élevée chez les hommes et chez les prestataires âgés de 45 à 54 ans au cours de l’EF1819. Les travailleurs de longue date obtiennent généralement des prestations dont la durée maximale est la plus élevée que les prestataires occasionnels et fréquents, car ils sont plus susceptibles d’accumuler un nombre d’heures d’emploi assurable excédant nettement les normes minimales requises pour toucher des prestations régulières d’a.-e. (voir le tableau 18).

Au même titre que la durée maximale moyenne, la durée réelle moyenne des prestations régulières d’a.‑e. dans les provinces et les territoires est également touchée par les conditions régionales du marché du travail, d’où les différences observées d’une province et d’un territoire à l’autre (voir le tableau 18). Puisque le régime d’a.‑e. utilise le taux de chômage régional comme indicateur de la disponibilité du travail, les demandes de prestations régulières d’a.‑e. établies dans les régions où le taux de chômage est plus élevé ont une durée réelle moyenne généralement plus longue que celles établies dans les régions où le taux de chômage est plus faible. Au cours de l’EF1819, les demandes de prestations régulières d’a.‑e. établies à Terre-Neuve-et-Labrador ont affiché la durée réelle moyenne la plus élevée (28,4 semaines), suivie de près par le Nunavut (28,2 semaines), en raison des taux de chômage élevés observés dans cette province et ce territoire. En comparant les données, les demandes de prestations régulières d’a.‑e. établies au Québec ont affiché la durée réelle moyenne la plus faible (15,4 semaines), ce qui correspond au faible taux de chômage observé pour l’EF1819. Fait à noter, la durée réelle moyenne des prestations régulières d’a.‑e. a diminué pour l’ensemble des provinces et des territoires au cours de l’EF1819 comparativement à l’exercice précédent, sauf dans les Territoires du Nord-Ouest. Les demandes de prestations établies en Alberta ont enregistré la plus forte baisse en moyenne (-7,2 semaines ou -25,2 %), ce qui est attribuable à la fin de la prolongation des prestations régulières d’a.‑e. des prestataires admissibles touchés par la baisse des prix des produits de base à la fin de 2014. Les demandes de prestations régulières d’a.‑e. établies au Nunavut et à Terre-Neuve-et-Labrador ont également connu une baisse importante de la durée moyenne des prestations (‑4,6 semaines ou -14,1 % et -4,2 semaines ou -12,9 %, respectivement).

En ce qui a trait à la classification par industrie, comme il est indiqué à l’annexe 2.6.2, les demandes de prestations régulières d’a.‑e. complétées par les chômeurs de l’industrie de la finance et de l’assurance ont enregistré la durée réelle moyenne la plus élevée (23,7 semaines) au cours de l’EF1819. Notamment, la durée réelle moyenne a diminué dans chaque industrie au cours de l’année examinée par rapport à l’année précédente. La baisse a été la plus marquée dans l’industrie de l’extraction minière, de l’extraction de pétrole et de gaz (-5,9 semaines ou -21,8 %), probablement en raison de la fin de la prolongation temporaire de la durée des prestations régulières d’a.‑e. pour les travailleurs admissibles touchés par la baisse du prix des produits de base. Comme pour les années antérieures, les demandes de prestations régulières d’a.‑e. dans l’industrie des services d’enseignement ont affiché la durée réelle moyenne la plus faible (11,8 semaines) au cours de l’EF1819, en raison de la nature saisonnière et de la « saison morte » relativement courte et bien définie pendant les mois d’été.

Proportion des semaines de prestations régulières d’assurance-emploi utilisées

La proportion moyenne des semaines de prestations régulières utilisées correspond au nombre moyen de semaines de prestations régulières d’a.‑e. reçues par les prestataires en proportion de la durée maximale de semaines auxquelles ils ont droit. Au même titre que la durée des prestations régulières d’a.‑e., quelques facteurs peuvent influer sur la proportion de la durée utilisée par les prestataires; par exemple, le nombre d’heures d’emploi assurable et le taux de chômage régional. Les prestataires dont le nombre d’heures d’emploi assurable est plus élevé et ceux qui résident dans des régions où le taux de chômage est moins élevé sont plus susceptibles de trouver un emploi à la suite d’une cessation d’emploi et donc, dans ces cas-là, la proportion de la durée maximale des prestations régulières d’a.‑e. est plus faible. Par conséquent, la durée maximale plus élevée des prestations est généralement liée à une proportion plus faible de semaines de prestations régulières utilisées.

Comme l’indique le tableau 19, la proportion moyenne de semaines de prestations régulières d’a.‑e. utilisées était de 62,9 % pour l’EF1819 par rapport à 64,2 % pour l’EF1718 (-1,3 point de pourcentage). Dans l’ensemble des provinces et des territoires, la proportion moyenne a diminué au cours de l’exercice examiné par rapport à l’exercice précédent, sauf en Ontario où elle est demeurée inchangée. Le changement le plus important a été observé au Nunavut (-7,2 points de pourcentage). Dans les provinces et les territoires, la proportion moyenne de semaines de prestations régulières utilisées par les prestataires variait, allant de la plus faible observée au Québec (59,8 %) à la plus élevée au Yukon (74,6 %). En général, les proportions moyennes de semaines de prestations utilisées étaient supérieures à la moyenne nationale dans les provinces de l’Atlantique et dans les territoires au cours de l’EF1819.

Au cours de l’EF1819, la proportion moyenne des semaines de prestations régulières utilisées par les femmes et les hommes était identique. Quant aux groupes d’âge, la proportion moyenne de semaines de prestations régulières utilisées augmentait avec l’âge – les prestataires plus âgés (55 ans et plus) ayant utilisé la plus grande proportion des semaines de prestations régulières auxquelles ils avaient droit, et les prestataires plus jeunes (24 ans et moins) ayant obtenu la proportion la plus faible.

Les prestataires fréquents de prestations d’a.‑e. reçoivent, en moyenne, un nombre maximal de semaines de prestations relativement moins élevé que les travailleurs de longue date ce qui les amène à utiliser une plus grande proportion de leurs semaines de prestations régulières d’a.‑e.^{Note de bas de page 41}. De plus, les travailleurs de longue date participent plus activement au marché du travail, comme l’indique le nombre d’heures d’emploi assurable au cours de la période de référence, par rapport aux prestataires fréquents, ce qui explique la différence entre la proportion moyenne de semaines de prestations régulières utilisées, car leur durée maximale moyenne des prestations est plus élevée. Cette situation s’applique également aux prestataires qui travaillent pendant une période de prestations puisqu’ils peuvent participer plus activement au marché du travail et reporter des semaines de prestations régulières d’a.‑e., ce qui se traduit par une proportion plus faible de leurs semaines de prestations qui sont utilisées par rapport aux prestataires qui n’ont pas travaillé pendant une période de prestations (voir le tableau 19)^{Note de bas de page 42}.

Le tableau 20 indique la proportion de semaines de prestations utilisées, selon le nombre maximal de semaines de prestations et le taux de chômage régional^{Note de bas de page 43} au cours des EF1718 et EF1819. La proportion des semaines de prestations utilisées diminuait généralement à mesure que le nombre maximum de semaines de prestations augmentait, car les prestataires dont la durée maximale des prestations est plus courte ont tendance à utiliser une plus grande proportion des semaines auxquelles ils ont droit. Par ailleurs, la proportion des semaines de prestations régulières utilisées augmentait généralement avec le taux de chômage régional. Les régions où le taux de chômage est élevé sont souvent caractérisées par des conditions du marché du travail plus difficiles. Cette situation est en partie attribuable à l’importance accrue de l’emploi saisonnier et à la part relativement plus faible de l’emploi permanent dans ces régions, ce qui se traduit par un plus grand pourcentage de prestataires fréquents de l’a.-e. dans ces régions-là par rapport à celles dont le taux de chômage est moins élevé. On remarque ainsi une proportion plus élevée de semaines de prestations utilisées dans les régions économiques de l’a.‑e. où le taux de chômage est relativement plus élevé, car les prestataires fréquents ont tendance à utiliser une plus grande proportion de leur nombre maximum de semaines de prestations.

Fin des semaines supplémentaires de prestations régulières d’assurance-emploi pour les travailleurs des régions touchées par la baisse des prix des produits de base

Pour faire suite à la baisse mondiale des prix des produits de base à la fin de 2014, le gouvernement du Canada a instauré des mesures temporaires pour les travailleurs admissibles dans 15 régions économiques de l’a.-e. qui ont été les plus durement touchées par cette situation. Grâce à cette mesure, tous les prestataires d’a.‑e. admissibles qui avaient établi une demande entre le 4 janvier 2015 et le 8 juillet 2017 et qui étaient toujours sans emploi ont vu leurs semaines de prestations régulières d’a.‑e. prolongées de 5 semaines, tandis que les travailleurs de longue date^{Note de bas de page 44} ont reçu jusqu’à 20 semaines supplémentaires de prestations régulières d’a.‑e. pour un total maximal de 25 semaines^{Note de bas de page 45}. Ces prestations supplémentaires étaient offertes pendant 1 an à partir du 3 juillet 2016. Afin de recevoir les semaines supplémentaires de prestations régulières d’a.‑e., la période de prestations des prestataires admissibles a été prolongée par le nombre de semaines supplémentaires de prestations auxquelles ils avaient droit, plus 12 semaines. Le 8 juillet 2017 marquant le dernier jour d’admissibilité à ces prestations supplémentaires, cette mesure n’a eu aucune incidence sur les demandes de prestations régulières d’a.‑e. établies au cours de l’année visée par le rapport. Toutefois, les demandes admissibles, en particulier celles des travailleurs de longue date, qui ont été établies le dernier jour d’entrée en vigueur de la mesure ou vers cette date-là, pourraient quand même avoir bénéficié de prestations supplémentaires au cours de l’EF1819.

Au total, 354 440 demandes établies entre le 4 janvier 2015 et le 8 juillet 2017 ont bénéficié de semaines supplémentaires de prestations d’a.‑e. grâce à cette mesure, ce qui représente 45,4 % de l’ensemble des demandes de prestations potentiellement admissibles. Près de la moitié (45,6 %) du nombre total de demandes de prestations comportant des semaines supplémentaires de prestations ont été établies en Alberta^{Note de bas de page 46} , suivie de Terre-Neuve-et-Labrador (18,3 %), car les industries axées sur les produits de base au Canada sont concentrées dans ces provinces. Près des deux tiers (62,6 %) du total des demandes comportant des semaines supplémentaires de prestations ont été établies par des hommes, tandis que les prestataires qui ne sont pas des travailleurs de longue date représentaient près des trois quarts (73,2 %) du total des demandes comportant des semaines supplémentaires de prestations grâce à cette mesure^{Note de bas de page 47}.

Bien que certains prestataires admissibles n’aient pas utilisé de semaines supplémentaires prévues par la mesure de prolongation temporaire, ils ont néanmoins profité de la prolongation de la période de prestations, car ils 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. Le tableau 21 présente la durée moyenne et le montant moyen reçu à la suite de ces demandes de prestations au cours de l’application de cette mesure. Les demandes de prestations régulières d’a.‑e. complétées qui ont bénéficié d’au moins 1 semaine de prestations supplémentaires et/ou d’au moins 1 semaine de prestations d’a.‑e. pendant le prolongement de leur période de prestations ont obtenu en moyenne 16 334 $ pendant toute la durée de l’application de cette mesure. En excluant les semaines supplémentaires de prestations reçues en raison de la mesure temporaire, on a versé en moyenne pour ces demandes 12 100 $ en prestations d’a.‑e. Cette majoration des prestations d’a.‑e. a probablement permis d’éviter qu’une demande subséquente du même prestataire soit établie ou de déplacer les montants d’une demande d’a.‑e. à la suite d’une demande subséquente. En comparaison, les demandes établies dans ces régions qui n’ont pas bénéficié de la mesure de prolongation temporaire ont reçu en moyenne 7 839 $ au cours de la même période.

Comme le montre le tableau 22, un total de 2 068,5 millions de dollars a été versé aux prestataires d’a.‑e. admissibles qui ont bénéficié de la prolongation temporaire des prestations régulières d’a.‑e. dans ces 15 régions économiques de l’a.-e. touchées. De ce montant, un montant de 1 253,3 millions de dollars a été versé aux prestataires admissibles qui ont bénéficié des semaines supplémentaires de prestations régulières d’a.‑e. en raison de la mesure de prolongation temporaire, tandis que les 815,2 millions de dollars restants visaient des prestations versées à des prestataires qui étaient admissibles à des prestations régulières d’a.‑e. avant l’application de cette mesure ou bien à des prestations spéciales versées pendant la prolongation de leur période de prestations.

2.2.5 Prestations régulières d’assurance-emploi et prestataires saisonniers

Les prestataires d’a.-e. qui, au cours des 5 années précédant l’année de référence, ont présenté au moins 3 demandes de prestations régulières ou pour pêcheurs, dont au moins 2 ayant commencé au cours de la même période de l’année que la demande en cours, sont appelés « prestataires saisonniers »^{Note de bas de page 48}. Les bénéficiaires de prestations d’a.-e. qui sont définis comme prestataires saisonniers peuvent aussi faire partie des autres catégories de prestataires^{Note de bas de page 49}.

Au total, 425 000 demandes ont été établies par des prestataires saisonniers au cours de l’EF1819 et le nombre était de 410 500 pour l’EF1718 (+3,5 %). De ce nombre, 395 300 demandes (93,0 %) visaient des prestations régulières d’a.‑e. et les 29 700 autres demandes (7,0 %) concernaient des prestations d’a.‑e. pour pêcheurs^{Note de bas de page 50}. L’analyse présentée dans cette sous-section est axée sur les demandes de prestations régulières saisonnières^{Note de bas de page 51}.

Comme le montre le graphique 19, la part des demandes saisonnières de prestations régulières parmi toutes les demandes de prestations régulières a augmenté pour une deuxième année consécutive au cours de l’EF1819 pour atteindre 30,6 %. Le nombre de demandes saisonnières de prestations régulières a également progressé pour la deuxième année consécutive au cours de l’EF1819, depuis la forte baisse enregistrée au cours de l’EF1617.

Description textuelle du graphique 19

Catégorie	EF0607	EF0708	EF0809	EF0910	EF1011	EF1112	EF1213	EF1314	EF1415	EF1516	EF1617	EF1718	EF1819
Nouvelles demandes de prestations saisonnières établies (échelle de gauche)	408,5	395,2	412,7	417,4	381,8	412,2	419,9	422,4	419,7	425,7	380,7	381,1	395,3
Part des demandes de prestations qui sont saisonnières (échelle de driote)	30,7 %	30,5 %	25,1 %	25,8 %	27,3 %	29,0 %	30,9 %	31,9 %	31,3 %	29,7 %	28,8 %	29,3 %	30,6 %

• Remarque : Comprend les demandes pour lesquelles au moins 1 $ de 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.

Le tableau 23 indique le nombre de demandes saisonnières de prestations régulières et la part qu’elles occupent en pourcentage des demandes de prestations régulières^{Note de bas de page 52} au cours de l’année visée par le rapport, selon la région, le sexe, la catégorie d’âge et l’industrie. Comme pour les années précédentes, la part des demandes saisonnières de prestations régulières par rapport au total des demandes de prestations régulières était la plus élevée dans les provinces de l’Atlantique, suivies du Québec. Cette proportion était beaucoup plus faible dans les provinces de l’Ouest et dans les territoires.

Au cours de l’année visée par le rapport, près des deux tiers (62,1 %) de toutes les demandes saisonnières de prestations régulières ont été établies par des hommes; toutefois, la part des demandes saisonnières parmi le total des demandes de prestations régulières établies par des hommes (31,0 %) était semblable à celle des femmes (29,9 %). Selon les groupes d’âge, la plus grande part des demandes saisonnières de prestations régulières a été établie par des prestataires âgés de 25 à 44 ans. Notamment, la proportion de demandes saisonnières de prestations régulières établies par les jeunes prestataires (âgés de 24 ans et moins) était particulièrement faible (1,9 %). En effet, les jeunes sont plus susceptibles de quitter leur emploi et de retourner aux études. Il s’agit d’un motif non valide de cessation d’emploi en vertu de la Loi sur l’assurance-emploi et, par conséquent, ils ne sont pas admissibles à recevoir des prestations d’a.‑e. (sous-section 2.2.2 pour une analyse détaillée sur la couverture, l’admissibilité et l’accès aux prestations régulières d’a.‑e.). Pour cette raison-là, les jeunes sont moins susceptibles de correspondre à la définition de prestataires saisonniers, c’est-à-dire de présenter au moins 3 demandes de prestations régulières ou de prestations pour pêcheurs au cours des 5 années précédant l’année de référence, et au moins 2 de ces demandes ayant commencé à la même période de l’année que la demande de prestation au cours de l’année de référence.

Quant à la question de la classification par industrie, comme l’indique le tableau 23, les industries productrices de services représentaient la plus grande proportion des demandes saisonnières de prestations régulières (54,7 %) établies pour l’EF1819. Toutefois, les demandes saisonnières en pourcentage du total des demandes de prestations régulières dans les industries productrices de biens (34,6 %) étaient plus élevées que dans les industries productrices de services (28,3 %). La proportion plus élevée des demandes saisonnières de prestations régulières par rapport au total des demandes de prestations régulières établies dans les provinces de l’Atlantique peut s’expliquer par la composition des industries dans cette région, qui comprend une part importante d’industries productrices de biens, ce qui entraîne une proportion beaucoup plus élevée d’emplois saisonniers dans ces industries par rapport au reste du pays.

Le nombre de demandes saisonnières de prestations régulières d’a.‑e. établies tout au long de l’année varie d’un trimestre à l’autre; par exemple, près de la moitié (48,0 %) de toutes les demandes saisonnières de prestations régulières établies durant l’EF1819 ont été établies au troisième trimestre (d’octobre à décembre) de l’exercice financier, tandis qu’un peu plus du quart (27,1 %) ont été établies au deuxième trimestre (de juillet à septembre). Le plus grand nombre de demandes de prestations établies au troisième trimestre de l’exercice financier s’explique par le ralentissement observé dans de nombreuses industries saisonnières au cours de cette période de l’année. Comme le montre le graphique 20, la part des demandes saisonnières de prestations régulières établies au troisième trimestre était la plus élevée au Québec, suivie des provinces de l’Atlantique. Fait à noter, la part des demandes saisonnières de prestations régulières établies au deuxième trimestre de l’exercice financier était particulièrement plus élevée en Ontario et dans les provinces de l’Ouest que dans le reste du pays.

Description textuelle du graphique 20

Région	T1 (Avril à juin)	T2 (Juillet à septembre)	T3 (Octobre à décembre)	T4 (Janvier à mars)
Provinces de l’Atlantique	14,3 %	20,1 %	49,2 %	16,3 %
Québec	12,1 %	21,5 %	54,7 %	11,7 %
Ontario	8,0 %	37,5 %	39,7 %	14,8 %
Provinces de l’Ouest	10,5 %	34,9 %	42,3 %	12,3 %
Territoires	8,8 %	27,9 %	48,5 %	14,7 %
Canada	11,4 %	27,1 %	48,0 %	13,6 %

• Remarque : Comprend toutes les demandes pour lesquelles au moins 1 $ a été versé en prestations régulières.
• 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.

Au moment de dresser une analyse selon le sexe, les demandes saisonnières de prestations régulières provenant des hommes sont plus susceptibles d’être établies au troisième trimestre, tandis que celles provenant des femmes sont plus susceptibles d’être établies au deuxième trimestre de l’exercice financier. Selon la classification par industrie, les demandes saisonnières de prestations régulières sont plus susceptibles d’être établies au troisième trimestre par les prestataires des industries productrices de biens, tandis que les prestataires des industries productrices de services sont plus susceptibles d’établir des demandes de prestations au deuxième trimestre de l’exercice. Ce constat est probablement attribuable à la « saison inactive » dans l’industrie des services d’enseignement pendant l’été puisque les écoles sont fermées au cours de cette période de l’année (voir le tableau 24).

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

La durée maximale moyenne^{Note de bas de page 53} des prestations régulières pour les demandes saisonnières complétées^{Note de bas de page 54} au cours de l’exercice visé par le rapport était de 28,3 semaines, soit une baisse par rapport aux 29,8 semaines (-1,5 semaine ou -5,2 %) de l’EF1718. En comparaison, la durée maximale moyenne des prestations régulières des demandes non saisonnières complétées était de 31,1 semaines au cours de l’exercice visé par le rapport, en baisse par rapport aux 33,8 semaines (-2,7 semaines ou -7,9 %) au cours de l’EF1718.

La durée réelle moyenne^{Note de bas de page 55} des demandes saisonnières de prestations régulières complétées au cours de l’EF1819 était de 16,0 semaines, en baisse par rapport aux 17,9 semaines (-1,9 semaine ou -10,7 %) au cours de l’EF1718. En comparaison, la durée réelle moyenne des demandes non saisonnières de prestations régulières au cours de l’EF1819 était de 19,2 semaines, en baisse par rapport aux 21,2 semaines (-2,1 semaines ou -9,7 %) pour l’EF1718. La durée maximale moyenne et la durée réelle moyenne des demandes saisonnières de prestations régulières sont généralement plus courtes que celles des demandes non saisonnières de prestations régulières, ce qui tient au fait que les prestataires saisonniers accumulent habituellement moins d’heures d’emploi assurable avant d’établir une demande par rapport aux prestataires non saisonniers.

Chevauchement des définitions des prestataires saisonniers et fréquents

On entend par « prestataires fréquents de l’a.‑e. » ceux qui ont établi au moins 3 demandes de prestations régulières ou pour pêcheurs, et ont perçu des prestations pendant plus de 60 semaines en tout au cours des 5 dernières années. Le chevauchement est important entre les prestataires fréquents et saisonniers^{Note de bas de page 56}.

Les prestataires fréquents et saisonniers de l’a.‑e. divergent selon 2 critères :

• 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;
• 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.

Le graphique 21 indique le nombre de demandes de prestations régulières d’a.‑e. établies par les prestataires fréquents et saisonniers au cours des 10 dernières années. Au cours de cette période, en ce qui concerne les prestations régulières, le nombre de prestataires saisonniers était beaucoup plus élevé que celui des prestataires fréquents. Cela donne à penser qu’un grand nombre de prestataires réguliers saisonniers touchent moins de 60 semaines de prestations régulières au cours d’une période de 5 exercices financiers, tandis qu’une grande proportion de prestataires fréquents peuvent également être considérés comme étant saisonniers. C’est ce qui ressort clairement du graphique 22 - au cours de l’EF1819, le nombre de demandes de prestations établies par des prestataires saisonniers et fréquents (235 400) correspondait à près d’une fois et demi le nombre de demandes de prestations établies par des prestataires saisonniers mais non fréquents (159 900).

Description textuelle du graphique 21

Prestataires	EF0910	EF1011	EF1112	EF1213	EF1314	EF1415	EF1516	EF1617	EF1718	EF1819
Prestataires fréquents	300,4	309,2	321,0	319,6	309,8	304,7	307,8	285,7	290,1	297,3
Prestataires saisonniers	417,4	381,8	412,2	419,9	422,4	419,7	425,7	380,7	381,1	395,3

• Remarque : Comprend les demandes pour lesquelles au moins 1 $ de prestations régulières d'a.-e. a été versé.
• * Voir l’annexe 2.1 pour les définitions de prestataires saisonniers et fréquents mentionnées dans ce tableau.
• 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.

Description textuelle du graphique 22

Catégorie	Fréquentes, non saisonnières	Fréquentes et saisonnières	Non fréquentes, saisonnières
Nombre de demandes de prestations	61 890	235 420	159 860
Part du nombre total de prestations saisonnières et fréquentes	13,5 %	51,5 %	35,0 %

• Remarque : Comprend les demandes pour lesquelles au moins 1 $ de prestations régulières d'a.-e. a été versé.
• * Voir l’annexe 2.1 pour les définitions de prestataires saisonniers et fréquents mentionnées dans ce tableau.
• 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.

Comme l’indique le tableau 25, les 2 types de populations qui ne se chevauchent pas selon le type de prestataire (c’est-à-dire les prestataires fréquents et non saisonniers et les prestataires non fréquents et saisonniers) présentaient des caractéristiques différentes sur le plan de la durée, de la proportion des prestations régulières versées et du taux d’épuisement pour l’EF1819. Les prestataires fréquents non saisonniers ayant touché, en moyenne, un montant pour une période beaucoup plus longue, ont utilisé une plus grande proportion de leurs semaines de prestations régulières et ils étaient plus susceptibles d’épuiser leurs prestations que les prestataires non fréquents saisonniers. Toutefois, une fois qu’ils sont définis comme prestataires fréquents, on n’observe aucune différence dans la proportion de semaines régulières payées et dans le taux d’épuisement entre les prestataires non saisonniers et saisonniers.

2.2.6 Épuisement des prestations régulières d’assurance-emploi

On dit que les prestataires ont épuisé leurs prestations régulières d’a.‑e. lorsque le nombre de semaines de prestations touchées (durée réelle) est égal au nombre total de semaines de prestations auxquelles ces prestataires étaient admissibles au cours de leur période de prestations. L’incidence de l’épuisement des semaines de prestations régulières peut permettre d’analyser le caractère adéquat des prestations régulières d’a.-e. versées aux personnes qui cherchent un emploi convenable à la suite d’une cessation d’emploi. Puisqu’une demande doit être complétée^{Note de bas de page 57} pour en déterminer le statut (épuisé ou non épuisé), l’analyse présentée dans cette section se concentre sur les demandes de prestations régulières d’a.‑e. complétées pendant l’EF1819, peu importe la date de début de la demande.

Épuisement des semaines de prestations régulières d’assurance‑emploi

De toutes les demandes de prestations régulières d’a.‑e. complétées au cours de l’EF1819, 445 500 (32,4 %) se sont terminées parce que les prestataires avaient épuisé leurs semaines de prestations. Comme le montre le graphique 23, le volume de demandes de prestations régulières d’a.‑e. ayant épuisé leurs semaines de prestations a diminué de 484 000 à 445 500, ce qui représente une baisse de 38 500 demandes (-8,0 %) entre l’EF1718 et l’EF1819, alors qu’il est demeuré relativement stable au cours des 2 dernières années, soit aux alentours de 485 000. Ce déclin du volume des demandes peut s’expliquer par l’amélioration de la conjoncture économique observée en 2018 et durant le premier trimestre de 2019. Pendant la période de référence, le taux de chômage national a chuté pour atteindre une moyenne de 5,8 %, comparativement à 6,1 % au cours de l’EF1718, soit son niveau le plus bas depuis 1976. Durant cette même période, l’emploi a continué de progresser au deuxième semestre de 2018 ainsi qu’au premier semestre de 2019, notamment grâce à l’augmentation du nombre d’emplois à temps plein et de travailleurs du secteur privé ‒ voir le Chapitre 1 pour une analyse plus détaillée du marché du travail canadien durant l’EF1819.

Description textuelle du graphique 23

Épuisement	EF1112	EF1213	EF1314	EF1415	EF1516	EF1617	EF1718	EF1819
Demandes ayant épuisé leurs semaines de prestations en milliers (échelle de gauche)	460,0	455,2	458,1	456,0	425,8	486,1	484,0	445,5
Taux d'épuisement de semaines de prestations (échelle de droite)	30,0 %	31,8 %	33,5 %	33,3 %	31,2 %	34,9 %	34,1 %	32,4 %

• Remarque : Comprend toutes les demandes complétées pour lesquelles au moins 1 $ a été versé en prestations régulières.
• ^r Données révisées.
• ^p Données 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.

Au cours de l’EF1819, les taux d’épuisement ont diminué dans toutes les provinces et tous les territoires, à l’exception du Nouveau-Brunswick, de l’Ontario et de l’Alberta où ils sont demeurés relativement inchangés. Comme l’illustre le tableau 26, les plus fortes baisses des taux d’épuisement ont été enregistrées à Terre‑Neuve‑et‑Labrador, dans les territoires, en Saskatchewan et en Nouvelle‑Écosse. Pour ce qui est de la différence entre les sexes, les demandes établies par les femmes présentent généralement un taux d’épuisement plus élevé que celles établies par les hommes. Cette situation est en partie attribuable au fait que les femmes se qualifient en moyenne à un nombre de semaines de prestations régulières d’a.‑e. moins élevé. Selon l’âge, les demandes établies par les prestataires âgés de 55 ans et plus ont enregistré le taux d’épuisement le plus élevé (38,8 %), suivis des prestataires de moins de 25 ans (32,9 %). Les 2 autres groupes d’âge ont affiché un taux d’épuisement inférieur à celui observé à l’échelle nationale.

Tableau 26 – Taux d’épuisement des semaines de prestations régulières d’assurance‑emploi et taux d’épuisement de la période de prestations selon la province ou le territoire, le sexe, l’âge et la catégorie de prestataire, Canada, EF1718 à EF1819

Catégorie	Taux d’épuisement des semaines de prestations EF1718	Taux d’épuisement des semaines de prestations EF1819p	Taux d’épuisement des semaines de prestations variation (pts de %)	Taux d’épuisement de la période de prestations EF1718	Taux d’épuisement de la période de prestations EF1819p	Taux d’épuisement de la période de prestations variation (pts de %)
Terre-Neuve-et-Labrador	45,2 %r	36,0 %	-9,3	19,1 %	23,1 %	+4,0
Île-du-Prince-Édouard	34,6 %r	32,2 %	-2,3	28,6 %	20,4 %	-8,2
Nouvelle-Écosse	40,9 %r	37,6 %	-3,4	22,6 %	21,0 %	-1,6
Nouveau-Brunswick	34,8 %r	34,9 %	0,0	30,1 %	21,2 %	-9,0
Québec	31,6 %r	29,3 %	-2,4	22,8 %	20,0 %	-2,9
Ontario	32,0 %r	32,1 %	+0,1	15,9 %	15,9 %	0,0
Manitoba	35,1 %r	32,5 %	-2,7	19,2 %	18,9 %	-0,3
Saskatchewan	37,8 %r	33,2 %	-4,6	9,8 %	16,1 %	+6,3
Alberta	35,7 %r	35,2 %	-0,5	7,8 %	13,0 %	+5,2
Colombie-Britannique	35,9 %r	34,0 %	-1,9	12,9 %	15,6 %	+2,7
Yukon	49,2 %r	42,5 %	-6,6	8,9 %	12,6 %	+3,7
Territoires du Nord-Ouest	50,6 %	45,7 %	-4,9	16,7 %	16,0 %	-0,7
Nunavut	43,9 %r	39,2 %	-4,7	7,3 %	8,8 %	+1,5
Hommes	33,3 %r	31,9 %	-1,4	19,0 %	18,6 %	-0,4
Femmes	35,4 %r	33,3 %	-2,1	16,9 %	16,6 %	-0,3
24 ans et moins	33,5 %r	32,9 %	-0,6	14,8 %	15,5 %	+0,7
25 à 44 ans	31,3 %r	29,4 %	-1,8	16,9 %	17,5 %	+0,6
45 à 54 ans	32,5 %r	31,0 %	-1,5	20,2 %	19,5 %	-0,7
55 ans et plus	41,3 %r	38,8 %	-2,4	19,9 %	17,8 %	-2,2
Travailleurs de longue date*	25,6 %r	26,0 %	+0,4	15,6 %	18,0 %	+2,4
Prestataires occasionnels*	36,3 %r	34,9 %	-1,5	16,0 %	16,4 %	+0,4
Prestataires fréquents*	39,0 %r	33,5 %	-5,5	26,5 %	21,1 %	-5,5
Canada	34,1 %r	32,4 %	-1,7	18,2 %r	17,8 %	-0,3

• Remarque : Les variations en points de pourcentage sont basées sur des chiffres non arrondis. Comprend toutes les demandes complétées pour lesquelles au moins 1 $ a été versé en prestations régulières.
• *Voir l’annexe 2.1 pour obtenir la définition des catégories de prestataires de ce tableau.
• ^r Données révisées.
• ^p Données 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.

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

Les taux d’épuisement des semaines de prestations qui ont été enregistrés durant la période visée par le présent rapport sont plus faibles pour les demandes établies par les prestataires saisonniers^{Note de bas de page 60} (23,0 %) que pour les demandes provenant des prestataires non saisonniers (36,3 %) (voir le tableau 27). 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.

Les prestataires qui ont recours à toutes les semaines de prestations auxquelles ils sont admissibles avant de trouver un emploi peuvent traverser une période où ils se retrouvent sans revenu d’emploi ou de prestations d’a.‑e. 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, couvre la durée totale de leur épisode de chômage. Même si ce cas est particulièrement fréquent chez les prestataires saisonniers, il peut aussi avoir une incidence sur les prestataires non saisonniers.

Commençant avec le Rapport de contrôle et d’évaluation de l’EF1718, la définition des prestataires vivant une période sans revenu a été élargie pour mieux représenter le nombre de prestataires d’a.‑e. connaissant des périodes sans revenu. Pour être considérée comme prestataire vivant une période sans revenu, une personne doit avoir établi une demande de prestations régulières au cours de l’exercice financier examiné, avoir complété sa demande de prestations régulières précédente au cours de l’exercice examiné ou de l’exercice antérieur, et avoir vécu une période sans revenu d’emploi ou de prestations d’a.-e. immédiatement après l’épuisement de sa demande de prestations précédente. La période sans revenu doit être de 15 semaines ou moins. Des 1,29 million de demandes de prestations régulières établies au cours de l’EF1819, environ 83 750 (6,5 %) ont connu une période sans revenu, dont 38 100 prestataires saisonniers et 45 650 prestataires non saisonniers (voir le tableau 28). Sur les 83 750 prestataires ayant connu une période sans revenu, la durée moyenne de cette période était de 5,3 semaines.

Tableau 28 – Nombre de prestataires ayant connu une période sans revenu selon la saisonnalité, Canada, EF1718 à EF1819

Type de prestataire	EF1718	EF1819	Écart (%)
Saisonnier	33 020 (44,1 %)	38 100 (45,5 %)	+15,4 %
Non saisonnier	41 820 (55,9 %)	45 650 (54,5 %)	+9,2 %
Total	74 840 (100,0 %)	83 750 (100,0 %)	+11,9 %
Durée moyenne de la période (semaines)	5,0	5,3	5,1 %

• Remarque : Comprend toutes les demandes pour lesquelles au moins 1 $ a été versé en prestations régulières. La variation en pourcentage est basée sur des chiffres non arrondis.
• 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.

La répartition régionale de ces prestataires est présentée dans le graphique 24. Toutes les provinces et tous les territoires, à l’exception de l’Ontario, de l’Alberta et de la Colombie‑Britannique, étaient surreprésentés parmi les prestataires ayant connu une période sans revenu comparativement à la part globale de ces prestataires à l’échelle nationale (6,5 %). Cela est surtout attribuable à la composition des marchés du travail locaux.

Description textuelle du graphique 24

Région	Demandes de pestations avec une période sans revenu	Part en % des demandes de prestations régulières
Terre-Neuve et Labrador	5 160	7,7 %
Île du-Prince-Édouard	1 510	9,7 %
Nouvelle-Écosse	5 270	8,5 %
Nouveau-Brunswick	6 340	9,3 %
Québec	26 890	7,0 %
Ontario	19 000	5,2 %
Manitoba	3 030	7,1 %
Saskatchewan	2 360	6,3 %
Alberta	6 630	5,2 %
Colombie-Britannique	7 130	5,9 %
Territoires	430	10,4 %
Canada	83 750	6,5 %

• Remarque : Comprend toutes les demandes pour lesquelles au moins 1 $ a été versé en prestations régulières.
• 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.

2.2.7 Travail pendant une période de prestations

La disposition relative au travail pendant une période de prestations (TPPP) de la Loi sur l’assurance-emploi a pour but d’encourager les prestataires à accepter les emplois disponibles alors qu’ils touchent des prestations d’a.-e afin de leur permettre de gagner un revenu supplémentaire pendant une période de prestations, de conserver leurs compétences et de rester liés au marché du travail. La disposition, qui a existé en vertu de la loi ou de projets pilotes, vise à déterminer de quelle façon les prestations d’a.-e. seront ajustées pour refléter le revenu d’emploi gagné. Elle permet aux prestataires de conserver le total de leurs revenus d’emploi et de continuer de recevoir une portion de leurs prestations d’a.-e. Si les prestations sont réduites à zéro, alors la semaine de prestations est différée et peut être utilisée plus tard durant la période de prestations^{Note de bas de page 61}.

Au cours de l’EF1819, la disposition relative au TPPP en vigueur était liée au projet pilote 20^{Note de bas de page 62} (en place du 7 août 2016 au 11 août 2018) ainsi qu’à la règle par défaut sur la rémunération de ce projet pilote, soit la « règle de 50 cents pour chaque dollar gagné » qui est devenue partie intégrante du régime d’assurance-emploi de façon permanente à compter du 12 août 2018. En vertu de cette règle, un prestataire peut conserver 50 cents de ses prestations d’a.-e. pour chaque dollar gagné pendant une période de prestations, jusqu’à un montant maximal de 90 % de la rémunération assurable hebdomadaire moyenne utilisée pour calculer son taux de prestations hebdomadaires, avant que les prestations ne soient déduites à raison d’un dollar pour un dollar^{Note de bas de page 63}.

Certains prestataires admissibles^{Note de bas de page 64} peuvent choisir de se soumettre à une règle de rémunération de rechange temporaire qui leur permet de gagner 75 $ par semaine ou 40 % de leurs prestations hebdomadaires, selon ce qui est le plus élevé, sans que leurs prestations d’a.-e. ne soient réduites, après quoi toute somme d’argent gagnée est déduite des prestations à raison d’un dollar par dollar gagné. Cette règle de rémunération de rechange est en place pour une période de transition de 3 ans, jusqu’au 14 août 2021.

Au cours de toute la période examinée, la disposition relative au TPPP s’applique aux prestataires d’a.-e. recevant des prestations régulières, pour pêcheurs, parentales, de compassion, de même que des prestations pour proches aidants d’enfants ou d’adultes. Depuis le 12 août 2018, les bénéficiaires de prestations de maladie et de maternité sont aussi admissibles aux règles sur le TPPP^{Note de bas de page 65}.

La présente sous-section porte sur les demandes de prestations et leurs bénéficiaires ayant déclaré un revenu d’emploi provenant d’un travail à temps partiel ou à temps plein au cours d’au moins 1 semaine pendant une période de prestations, peu importe que les prestations d’a.-e. versées pour ces semaines soient complètes, partielles ou nulles. Il importe de souligner que les dispositions relatives au TPPP s’appliquent aussi à de nombreuses autres formes de revenus, comme les pensions ou les indemnités de départ, mais que ces autres revenus ne sont pas inclus dans les résultats présentés.

Nombre de demandes de prestations régulières d’assurance-emploi et de prestataires réguliers qui travaillent pendant une période de prestations

Le recours à la disposition relative au TPPP est présenté selon 2 approches différentes : une basée sur les prestataires qui avaient une demande de prestations régulières active^{Note de bas de page 66} au cours de l’exercice financier examiné (peu importe l'année d'établissement de leur demande de prestations) et une axée sur les demandes de prestations régulières complétées durant l’exercice financier examiné. Ces 2 approches fournissent des mesures du TPPP différentes mais complémentaires. La première approche, qui porte sur le TPPP effectué au cours de l’exercice financier examiné, reflète mieux les conditions du marché du travail et les dispositions relatives au TPPP en vigueur au cours de cette période visée. La deuxième approche fournit une meilleure estimation de l’incidence relative du TPPP parce qu’elle se base sur toute la durée de la demande (plutôt que sur une période précise comme la première approche).

De tous les prestataires qui avaient une demande de prestations régulières active durant l’EF1819, 730 000 (ou 43,1 %) ont travaillé au moins 1 semaine pendant une période de prestations au cours de cet exercice financier (voir le tableau 29). Au cours de la même période, 49,8 % de toutes les demandes de prestations régulières complétées comptaient au moins 1 semaine de travail pendant une période de prestations.

La proportion de prestataires réguliers (ou de demandes complétées) ayant travaillé au moins une semaine pendant une période de prestations varie, entre autres, en fonction de la région et de l’industrie, ce qui peut s’expliquer en partie par les conditions du marché du travail local des régions où résident les prestataires. Il existe un lien entre les plus grandes proportions de prestataires réguliers d’a.-e. ayant travaillé au moins 1 semaine pendant une période de prestations et les régions et industries qui comptent une proportion plus élevée de prestataires saisonniers, telles que les provinces de l’Atlantique (50,9 %), le Québec (51,0 %), et les industries des services d’enseignement (57,7 %) et de la construction (48,6 %). Cela peut s’expliquer en partie par des heures de travail disponibles qui sont limitées durant la « saison creuse » et 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 sous-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 de prestations régulières d’a.-e. travaillées pendant une période de prestations (23,4 % pour l’EF1819), parmi les semaines pour lesquelles les prestataires étaient admissibles à recevoir des prestations régulières d’a.‑e., est demeurée sensiblement inchangée comparativement à l’exercice financier précédent. Cette proportion est aussi restée à un niveau relativement stable depuis les 4 dernières années après avoir connu un déclin au début des années 2010 (voir le graphique 25). Le nombre moyen de semaines travaillées pendant une période de prestations, qui suit une tendance à la baisse depuis quelques années, a connu une légère diminution, passant de 11,4 semaines au cours de l’EF1718 à 10,9 semaines au cours de l’EF1819.

Description textuelle du graphique 25

Catégorie	EF1112	EF1213	EF1314	EF1415	EF1516	EF1617	EF1718	EF1819
Nombre moyen de semaines travaillées pendant une période de prestations (échelle de gauche)	13,1	14,0	12,0	11,5	11,2	11,2	11,4	10,9
Proportion de semaines de prestations régulières de l'a-e. travaillées (échelle de droite)	27,4 %	26,6 %	25,0 %	24,2 %	22,9 %	23,2 %	23,5 %	23,4 %

• Remarque : Comprend toutes les demandes pour lesquelles au moins 1 $ de prestations régulières d’a.-e. 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 (a.-e.). Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l’a.-e.

Une analyse des caractéristiques démographiques a démontré que la proportion de semaines travaillées pendant une période de prestations variait de la même manière que la proportion de prestataires ayant travaillé au moins une semaine pendant une période de prestations. En effet, les prestataires saisonniers, les femmes, les prestataires âgés de 45 à 54 ans, et les prestataires établis dans les provinces de l’Atlantique et du Québec affichaient des proportions de semaines travaillées pendant une période de prestations plus élevées que la moyenne nationale (voir le tableau 30).

Dans l’ensemble, les modifications apportées aux projets pilotes visant le TPPP au fil des ans depuis 2005, combinées aux variations dans la conjoncture économique, ont contribué, à différents niveaux, à encourager les prestataires à travailler davantage pendant une période de prestations et à modifier les tendances quant au nombre de semaines travaillées pendant une période de prestations et à l’intensité du travail. Une évaluation ministérielle^{Note de bas de page 67} menée en 2018 et portant sur l’impact des différents projets pilotes visant le TPPP a confirmé ces observations.

L’évaluation a tout d’abord examiné les effets des projets pilotes 8, 12 et 17^{Note de bas de page 68} comparativement aux règles législatives en vigueur auparavant. Ces projets pilotes permettaient d’augmenter le seuil admissible de revenu d’emploi que les prestataires pouvaient gagner à 75 $ ou 40 % du taux de prestations hebdomadaires (selon le montant le plus élevé des 2) avant que les prestations ne soient réduites à raison d'un dollar pour un dollar, par rapport à 50 $ ou 25 % des prestations hebdomadaires en vertu de la loi. Les résultats de l’évaluation ont démontré que les projets pilotes 8, 12 et 17 ont partiellement atteint l’objectif d’encourager les prestataires à travailler davantage pendant une période de prestations. Ils ont augmenté la probabilité de travailler des prestataires mais seulement pour des niveaux de travail où les prestataires pouvaient encore toucher la totalité ou une partie de leurs prestations. Ils ont réduit la probabilité de travailler des prestataires pour lesquels leurs prestations d’a.-e. étaient réduites à zéro. Par conséquent, l’évaluation a noté que la durée du travail effectué pendant une période de prestations n’a pas augmenté en vertu des projets pilotes 8, 12 et 17.

L’évaluation a également comparé les effets des projets pilotes 8, 12 et 17 à ceux des projets pilotes 18 et 19^{Note de bas de page 69} qui avaient les mêmes paramètres que ceux du projet pilote 20 en vigueur au cours de l’exercice financier examiné, soit la « règle de 50 cents pour chaque dollar gagné ». Contrairement aux projets pilotes antérieurs où les prestations d’a.-e. étaient réduites dollar pour dollar au-delà d’un seuil établi, le revenu total d'un prestataire (prestations d'a.-e. et rémunération d'emploi) augmentait proportionnellement au nombre d'heures travaillées, jusqu'à ce qu'il atteigne 90 % de la rémunération assurable hebdomadaire dans le cadre des projets pilotes 18 et 19. Les résultats de l’évaluation ont démontré que ces derniers projets pilotes encourageaient les prestataires non éligibles à la règle de rémunération de rechange^{Note de bas de page 70} (97 % des prestataires) à travailler davantage durant une période de prestations, et ce, pour tous les niveaux de revenu d’emploi gagné. L’effet le plus marqué ayant été observé pour les niveaux de travail au-dessus duquel les prestataires recevaient plus de prestations d’a.‑e. par rapport aux projets pilotes précédents. L’évaluation a aussi révélé que le nombre de semaines travaillées a augmenté d’environ 1 semaine au cours des projets pilotes 18 et 19. Toutefois ils ont eu un effet dissuasif sur la majorité des prestataires admissibles à la règle de rémunération de rechange (soit le 3 % de prestataires restant) qui étaient moins susceptibles de travailler par rapport aux anciens projets pilotes.

Par conséquent, les dispositions des plus récents projets pilotes en vigueur ont sensiblement assoupli la distribution des heures de travail des prestataires de l'a.-e., comparativement aux dispositions relatives aux autres projets pilotes ou de la loi, et ont favorisé une plus grande intensité du travail.

Cette augmentation de l’intensité du travail depuis la mise en œuvre du projet pilote 18 visant le TPPP se reflète également dans le revenu hebdomadaire moyen, soit les prestations régulières hebdomadaires et la rémunération d’emploi, des prestataires réguliers qui travaillaient pendant une période de prestations. Le tableau 31 montre que la différence, en valeur réelle, entre le revenu hebdomadaire total des prestataires qui travaillent pendant une période de prestations et ceux qui ne travaillent pas est plus importante depuis l’entrée en vigueur des dispositions du projet pilote 18 en août 2012. Cet important écart est principalement attribuable à la rémunération d'emploi hebdomadaire réelle moyenne plus élevée rapportée durant les semaines travaillées pendant une période de prestations, en vertu des dispositions des projets pilotes 18, 19 et 20 (794 $ durant l'exercice financier visé par le rapport). Le tableau 31 montre également que même si les prestataires qui ont travaillé pendant leur période de prestations ont eu en moyenne, pendant toute la durée de leur demande de prestations, un revenu hebdomadaire total plus élevé comparativement à ceux qui n'ont pas travaillé pendant leur période de prestations, ils ont reçu en moyenne moins de prestations d'a.-e. (325 $ par semaine comparativement à 436 $ pour ceux qui n'ont pas travaillé pendant leur période de prestations).

Dans cette section

• 2.3.1 Soutien de l’assurance-emploi pour les apprentis
• 2.3.2 Formation avec permission de continuer à recevoir des prestations d’assurance-emploi accordée par Service Canada

Certaines flexibilités du régime d’a.‑e. permet aux prestataires d’a.‑e. de se former et d’acquérir les compétences nécessaires à leur réussite sur le marché du travail. Les personnes admissibles aux prestations régulières d’a.‑e. peuvent suivre une formation selon divers scénarios.

Un prestataire peut être orienté vers une formation par une autorité désignée, comme une province ou un territoire. Une telle formation peut être financée par l’entremise des ententes provinciales ou territoriales sur le développement du marché du travail (EDMT), ou elle peut être autofinancée par le prestataire. Dans un cas comme dans l’autre, le gouvernement provincial ou territorial doit convenir que la formation souhaitée représente une partie raisonnable du plan d’action de retour au travail du prestataire. Dans de tels cas, les prestataires continuent de toucher des prestations d’a.‑e. pendant qu’ils perfectionnent leurs compétences. Consulter le Chapitre 3 pour de plus amples renseignements sur les EDMT.

Par ailleurs, les prestataires peuvent choisir de suivre une formation de leur propre chef, sans avoir été référés vers une formation par une autorité désignée. Pour continuer à recevoir des prestations d’a.-e., les prestataires doivent démontrer qu’ils sont aptes et disposés à travailler. Ils doivent aussi continuer à chercher un emploi afin de conserver leur admissibilité aux prestations d’a.-e., et ils doivent montrer que leur présence au cours n’a pas créé d’entraves à leur disponibilité pour le travail. Ces situations sont évaluées par Service Canada au cas par cas en prenant en considération la situation personnelle de chaque prestataire.

Enfin, par l’entremise d’Action Compétences, lancé en août 2018, les prestataires d’a.-e. qui sont des travailleurs de longue date et qui souhaitent autofinancer leur formation à temps plein au sein d’un établissement approuvé peuvent présenter une demande directement auprès de Service Canada pour continuer à recevoir des prestations d’a.-e. pendant leur formation, qui autrement restreindrait leur capacité à répondre aux exigences du régime (c'est-à-dire chercher un emploi et être disposé à travailler). Action Compétences a aussi présenté des mesures, entrées en vigueur le 1er août 2018, dans le but de bonifier l’aide financière aux études offerte aux travailleurs ou aux chômeurs canadiens qui souhaitent retourner aux études ou perfectionner leurs compétences.

Lors de l’EF1819, un total de 118 000 demandes de prestations établies ont donné lieu à un versement d’au moins 1 $ en prestations régulières d’a.-e. pendant une formation.

La sous-section 2.3.1 examine le soutien offert aux apprentis et la sous-section 2.3.2 traite des autorisations de formation accordées par Service Canada.

2.3.1 Soutien de l’assurance-emploi pour les apprentis

Pour de nombreux métiers spécialisés, l’apprentissage est la voie à suivre pour acquérir les compétences et l’expérience nécessaires à la certification qui permet de participer pleinement au marché du travail. Au Canada, la formation d’apprenti est un système d’apprentissage axé sur les besoins de l’industrie qui combine une formation en cours d’emploi et une formation technique. Il incombe à chaque territoire ou province de former les apprentis sous sa juridiction. Par conséquent, les programmes d’apprentissage canadiens varient selon le métier, la province ou le territoire, notamment pour ce qui est de la durée et du mode de prestation de la formation technique.

Au Québec, par exemple, les apprentis complètent généralement leur formation technique dans un cégep ou dans un autre établissement de formation avant de commencer leur formation en cours d’emploi. Dans le reste du Canada, les apprentis commencent par la formation en cours d’emploi, qui est suivie par une formation technique offerte au moyen de différentes approches, notamment l’apprentissage en classe, l’autoapprentissage, l’apprentissage à distance, les cours du soir ou les congés d’études fractionnés.

Dans la plupart des provinces et territoires, pour s’inscrire à un programme d’apprentissage, un apprenti potentiel doit être âgé d’au moins 16 ans et avoir réussi sa 12e année, ou bien doit avoir accumulé un nombre équivalent d’années d’expérience ou de formation connexe. En outre, l’apprenti potentiel doit trouver un emploi auprès d’un employeur qui le parrainera et le formera dans le cadre d’un mentorat auprès d’une personne qualifiée.

Afin d’aider les cotisants à l’a.-e. à poursuivre leur formation en apprentissage et à devenir des compagnons ou des gens de métier certifiés, le régime d’a.-e. offre un soutien du revenu temporaire aux chômeurs qui suivent une formation scolaire technique à temps plein (parfois appelée « formation par stages d’études en cours de travail »). Pour y avoir droit, ils doivent respecter les critères d’admissibilité aux prestations régulières d’a.-e. ^{Note de bas de page 71} , et leur province, leur territoire ou leur organisation autochtone doit les avoir référés vers une formation, en vertu de l’article 25 de la Loi sur l’assurance-emploi, pour chaque stage d’études de formation technique à temps plein exigé dans le cadre de leur formation en apprentissage. Les employeurs peuvent aussi choisir d’offrir à leurs apprentis des régimes de prestations supplémentaires de chômage (PSC) afin d’augmenter la rémunération hebdomadaire des apprentis durant leur période de formation technique, jusqu’à concurrence de 95 % de leur rémunération hebdomadaire normale^{Note de bas de page 72}.

Les apprentis peuvent présenter une demande d’a.-e. jusqu’à 7 jours avant leur dernière journée de travail et ils n’ont qu’à observer 1 seul délai de carence pendant toute la durée de leur formation en apprentissage, même s’ils suivent plusieurs stages d’études de formation technique à temps plein, tant et aussi longtemps qu’ils restent dans le même programme d’apprentissage.

Afin de veiller à ce que les apprentis reçoivent leurs prestations d’a.-e. sans délai pendant leur formation technique à temps plein, leur province, territoire ou organisation autochtone leur fournit un code de référence spécial délivré pour chaque stage d’études de formation technique à temps plein. Ce code aide à accélérer le traitement et le paiement des prestations d’a.-e. aux apprentis. Une étude ministérielle a révélé que 84,5 % des apprentis de l’a.-e. au cours de l’EF1617 ont reçu leur premier versement de prestations dans les 28 jours suivant la production de leur déclaration^{Note de bas de page 73}.

En vertu de la partie 2 de la Loi sur l’assurance-emploi^{Note de bas de page 74} , les apprentis peuvent avoir droit à une aide financière, qui est offerte par les provinces et les territoires (dans le cadre des ententes sur le développement du marché du travail) et par les organisations autochtones (dans le cadre de la Stratégie de formation pour les compétences et l’emploi destinée aux Autochtones^{Note de bas de page 75} ). Ces prestations d’a.-e. les aident à couvrir les frais liés à l’hébergement, à la garde des enfants, au transport ainsi qu’aux autres frais assumés durant la formation technique. D’autres mesures d’aide financière offertes par le gouvernement du Canada sont également disponibles par l’entremise de programmes tels que le Prêt canadien aux apprentis et les diverses subventions aux apprentis.

Les sections suivantes présentent des statistiques détaillées sur le nombre de demandes de prestations d’a.-e. provenant des apprentis, leur taux de prestations hebdomadaires d’a.-e. et la durée de leurs prestations. Les demandes de prestations d’a.-e. provenant des apprentis renvoient aux demandes établies par les prestataires d’a.-e. ayant été référés vers de la formation en vertu de l’article 25 de la Loi sur l’assurance-emploi, à l’égard desquelles au moins 1 dollar a été versé en prestations régulières d’a.-e. durant une période de formation en apprentissage à temps plein.

Demandes de prestations d’assurance-emploi établies par les apprentis et montants versés

Au cours de l’EF1819, les apprentis ont établi 50 200 nouvelles demandes, soit une augmentation de 4 300 demandes ou +9,3 %, par rapport à l’année précédente. Le nombre de demandes a augmenté dans l’ensemble des provinces et territoires, à l’exception de Terre-Neuve-et-Labrador et du Nouveau-Brunswick. En termes relatifs, les provinces ayant connu l’augmentation d’une année à l’autre la plus élevée sont l’Île-du-Prince-Édouard (+41,7 %), suivie par la Nouvelle-Écosse (+20,0 %), l’Ontario (+18,7 %) et la Colombie-Britannique (+11,6 %). La plus forte diminution a été enregistrée du côté de Terre-Neuve-et-Labrador (-20,6 %).

En dehors des périodes de formation à temps plein et durant la période de prestations d’une demande, les apprentis peuvent subir une perte de revenu d’emploi en raison de circonstances qui les obligent à toucher d’autres types de prestations d’a.-e. (par exemple, des prestations régulières en raison du manque de travail ou des prestations spéciales pour s’occuper d’un nouveau-né). Les prestataires peuvent recevoir ces prestations s’ils remplissent les conditions d’admissibilité aux prestations d’a.-e. pertinentes. De la totalité des demandes établies par des apprentis au cours de l’exercice financier considéré, 35,8 % (soit 18 000 demandes) contenaient au moins 1 semaine de prestations régulières versées en dehors des périodes de formation à temps plein, tandis que 1,3 % d’entre elles (soit 640 demandes) comprenaient au moins 1 semaine de prestations spéciales versées en dehors des périodes de formation à temps plein, dont 560 demandes de prestations de maladie.

Le montant total de prestations d’a.-e. versées aux apprentis s’est accru de 2,5 % par rapport à l’année précédente, atteignant ainsi 294,3 millions de dollars. Parmi les provinces, l’augmentation relative la plus importante est survenue du côté de l’Ontario (+23,3 %), suivie de l’Île-du-Prince-Édouard (+18,5 %). Des 294,3 millions de dollars versés en prestations, 213,7 millions (ou 72,6 % du total des prestations d’a.-e. versées aux apprentis) ont été versés pendant la formation technique à temps plein des apprentis. Les prestations régulières versées en dehors des périodes de formation à temps plein constituaient la plupart des autres prestations versées aux apprentis (73,7 millions ou 25,1 % du montant total de 294,3 millions de dollars versé en prestations d’a.-e.), et les prestations spéciales n’en représentaient qu’une petite fraction (6,9 M$ ou 2,3 %).

Au cours de l’EF1819, un peu plus des trois quarts des demandes de prestations d’a.-e. établies par des apprentis provenaient de l’Ontario, de l’Alberta et de la Colombie-Britannique. Le total des prestations versées a suivi une distribution semblable.

Comme ce fut le cas pour les années précédentes, les hommes ont établi la grande majorité des demandes de prestations pour apprentis (95,6 % de l’ensemble des demandes) et ont également obtenu la plus grande part de l’ensemble des prestations d’a.-e. versées aux apprentis (95,3 %) lors de l’EF1819. La faible proportion des demandes établies par les femmes et des prestations leur ayant été versées est largement attribuable au faible taux d’inscription des femmes dans l’ensemble des programmes d’apprentissage (13,6 % en 2018) ^{Note de bas de page 76}.

Les prestataires âgés de 25 à 44 ans ont établi la plus grande proportion des demandes de prestations d’a.-e. associées aux programmes d’apprentissage et à la formation technique à temps plein (52,9 %), suivis par les 15 à 24 ans qui ont établi 44,1 % des demandes. Près de la moitié de l’ensemble des demandes de prestations régulières d’a.-e. ont été établies par des prestataires de 45 ans et plus, tandis que ce groupe d’âge ne représente que 3 % des demandes liées à l’apprentissage. Cette situation est tout à fait normale, car l’incidence de la formation liée à l’emploi diminue avec l’âge, même si l’écart entre les travailleurs âgés et les jeunes travailleurs semble se réduire au fil du temps^{Note de bas de page 77}.

Dans cette section

• 2.4.1 Demandes de prestations d’assurance-emploi pour pêcheurs et prestations versées
• 2.4.2 Composante saisonnière des prestations d’assurance-emploi pour pêcheurs
• 2.4.3 Durée des prestations pour pêcheurs de l’assurance-emploi

L’assurance-emploi (a.-e.) verse des prestations pour pêcheurs aux travailleurs indépendants admissibles qui cherchent activement un emploi. En vertu du Règlement sur l’assurance-emploi (pêche), un « pêcheur » est un travailleur indépendant se livrant à la pêche, y compris toute personne qui, n’étant pas liée par un contrat de louage de services ni ne faisant la pêche pour son divertissement personnel ou celui d’une autre personne, se livre à l’une des activités suivantes :

• la réalisation d’une prise;
• les travaux se rapportant à la réalisation ou à la manutention d’une prise^{Note de bas de page 81} ;
• la construction d’un bateau de pêche que lui-même ou l’équipage dont il est membre utilisera pour faire une prise.

Pour être admissible aux prestations d’a.-e. pour pêcheurs, une personne doit satisfaire à la définition de pêcheur indépendant, être sans emploi et disponible pour travailler à l’égard de ses activités de pêche et avoir accumulé suffisamment de gains assurables^{Note de bas de page 82}. Contrairement aux prestations régulières d’a.-e., l’admissibilité aux prestations pour pêcheurs repose sur la rémunération, plutôt que sur les heures d’emploi assurable^{Note de bas de page 83}. De plus, le demandeur doit être inadmissible aux prestations régulières d’a.‑e. et avoir gagné entre 2 500 $ et 4 200 $ d’activités assurables de pêcheur indépendant, selon le taux de chômage de sa région de résidence au moment de l’établissement de la demande (voir le tableau 35). Le taux de prestations hebdomadaires d’un pêcheur se calcule en divisant les gains assurables tirés de la pêche par le dénominateur lié au taux de chômage de la région de celui-ci. Les prestations pour pêcheurs sont assujetties au même seuil maximal de la rémunération assurable que dans le cas d’autres types de prestations d’a.-e. (une prestation maximale de 547 $ par semaine en 2018 et de 562 $ en 2019).

• Note: Le dénominateur est appliqué à la rémunération assurable pendant la période de référence afin de déterminer la rémunération hebdomadaire équivalente qui sera assujettie au taux de remplacement normal de 55 %.

Les prestations pour pêcheurs peuvent être versées pour 2 périodes (soit la période hivernale et la période estivale). La période de prestations pour une demande hivernale peut commencer à compter de la semaine du 1er avril et doit se terminer au plus tard la semaine du 15 décembre, alors que la période de prestations pour une demande estivale peut commencer à compter de la semaine du 1er octobre et doit se terminer au plus tard la semaine du 15 juin^{Note de bas de page 84}. Ces semaines de prestations peuvent être versées à la suite les unes des autres ou de façon intermittente; cependant, elles sont limitées par les dates fixes de début et de fin de la période des prestations. Les personnes admissibles aux prestations pour pêcheurs ont droit de recevoir jusqu’à un maximum de 26 semaines de prestations par demande au cours d’une période de prestations. Les prestataires peuvent établir 2 demandes par année et, dans certains cas, différer les gains d’une saison à une autre.

Aux fins de la présente section, les demandes de prestations d’a.-e. pour pêcheurs comprennent celles pour lesquelles au moins un dollar a été versé en prestations pour pêcheurs.

2.4.1 Demandes de prestations d’assurance-emploi pour pêcheurs et prestations versées

Le nombre des nouvelles demandes de prestations pour pêcheurs s’est accru pour la cinquième année de suite pour atteindre 30 400 au cours de l’EF1819, soit une hausse de 1,0 % par rapport à l’EF1718. Le montant total versé en prestations pour pêcheurs a légèrement chuté (-0,8 %) lors de la période examinée pour se chiffrer à 297,7 millions de dollars (voir le graphique 26). Le montant total des prestations pour pêcheurs compte pour 1,8 % de celui versé dans le cas de l’ensemble des prestations d’a.-e.

Description textuelle du graphique 26

Catégorie	EF0809	EF0910	EF1011	EF1112	EF1213	EF1314	EF1415	EF1516	EF1617	EF1718	EF1819
Demandes de prestations pour pêcheurs (en milliers) (échelle de gauche)	30,5	29,3	28,5	29,5	28,3	27,2	27,6	28,3	28,9	30,1	30,4
Montant payé (en millions de dollars) (échelle de droite)	246,2 $	245,1 $	241,7 $	259,2 $	252,8 $	247,9 $	255,6 $	272,3 $	282,9 $	300,2 $	297,7 $

• Remarque : Comprend toutes les demandes pour lesquelles au moins 1 $ en prestations pour pêcheurs a été versé.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l’assurance-emploi (a.-e.). Les données sur les demandes de prestations établies reposent sur un échantillon de 100 % des données administratives de l’a.-e., celles sur le montant versé repose sur un échantillon de 10 %.

Six provinces du pays (Terre-Neuve-et-Labrador, Île-du-Prince-Édouard, Nouvelle-Écosse, Nouveau-Brunswick, Québec et Colombie-Britannique) sont des régions où la pêche est un important secteur en raison de la géographie. Comme indiqué au tableau 36, d’une année à l’autre, le nombre des nouvelles demandes de prestations pour pêcheurs pendant l’EF1819 s’est accru à Terre-Neuve-et-Labrador, en Nouvelle-Écosse et à l’Île-du-Prince-Édouard, alors qu’il a diminué en Colombie-Britannique, au Nouveau-Brunswick et au Québec. Traditionnellement, le Canada atlantique représente la plus importante part des demandes de prestations d’a.-e. pour pêcheurs, et l’exercice financier présentement examiné n’a pas fait exception, car 81,9 % des demandes de prestations pour pêcheurs établies pendant l’EF1819 provenaient de cette région. Dans cette dernière, Terre-Neuve-et-Labrador avait affiché la plus forte part des demandes (41,8 %), suivie de la Nouvelle-Écosse (18,8 %), de l’Île-du-Prince-Édouard (10,8 %) et du Nouveau-Brunswick (10,5 %). Le Canada atlantique comptait pour 81,1 % du montant total versé en prestations pour pêcheurs au cours de l’EF1819. Terre-Neuve-et-Labrador avait reçu la plus forte part (39,8 %) du montant total versé en prestations pour pêcheurs, suivie de la Nouvelle-Écosse (20,1 %), du Nouveau-Brunswick (11,5 %) et de l’Île-du-Prince-Édouard (9,8 %).

Comme par le passé, les demandes de prestations pour pêcheurs ont été majoritairement établies par des hommes (80,1 %). Le nombre et la part des demandes établies par les femmes sont restés relativement stables pendant l’EF1819 par rapport à l’année précédente. Les montants versés en prestations pour pêcheurs aux hommes et aux femmes étaient proportionnels à leur part de demandes établies.

Au cours de l’EF1819, le nombre des demandes de prestations pour pêcheurs a chuté pour tous les groupes d’âge, sauf pour celui des personnes âgées de 55 ans et plus (+5,1 %). Notamment, les demandes établies par les jeunes prestataires (ceux âgés de 24 ans et moins) ont baissé légèrement (‑1,9 %) au cours de l’EF1819 par rapport à l’année précédente. Toutefois, le montant qui leur a été versé en prestations pour pêcheurs a augmenté sensiblement (+10,8 %), ce qui peut être attribuable à la croissance du taux moyen des prestations hebdomadaires. Les demandes établies par les jeunes prestataires avaient connu la plus forte croissance du taux moyen des prestations hebdomadaires (+2,2 %) pendant l’EF1819 par rapport aux demandes établies par les membres d’autres groupes d’âge.

Le taux moyen des prestations hebdomadaires versées aux pêcheurs s’est accru pour passer de 510 $ pendant l’EF1718 à 514 $ lors de la période examinée (+1,0 %). Comme dans les années précédentes, ce taux était supérieur au taux moyen des prestations régulières hebdomadaires lors de l’EF1819 (469 $). Le taux moyen de prestations hebdomadaires pour pêcheurs s’est accru dans toutes les provinces où la pêche est une industrie d’importance pendant l’EF1819 par rapport à l’année précédente, sauf à l’Île-du-Prince-Édouard où il a baissé légèrement (-4 $ ou -0,7 %). Le taux moyen de prestations hebdomadaires pour pêcheurs était le plus élevé au Québec (538 $), alors qu’il était le plus faible en Colombie-Britannique (475 $). Les taux moyens de prestations hebdomadaires pour pêcheurs au Canada atlantique étaient supérieurs à la moyenne nationale. Le taux moyen de prestations hebdomadaires versées aux pêcheurs était supérieur pour les hommes (518 $) que pour les femmes (499 $). Les prestataires âgés de 45 à 54 ans avaient affiché le taux de prestations hebdomadaires pour pêcheurs le plus élevé (522 $) (voir l’annexe 2.10.3).

La part des demandes de prestations pour pêcheurs qui ont reçu le taux maximal de prestations est restée relativement stable pendant l’EF1819 (74,1 %) par rapport à l’exercice financier précédent (74,2 %). Toutefois, cette part reste supérieure à celle des demandes de prestations régulières ayant reçu le taux maximal de prestations lors de période examinée (49,1 %)^{Note de bas de page 85}. Cette situation s’explique en partie par le fait que plus de la moitié (57,8 %) du nombre total des demandes de prestations pour pêcheurs lors de l’EF1819 ont été établies dans les régions économiques de l’a.-e. où les taux de chômage étaient supérieurs à 13 % (dénominateur nominal de 14) et exigeaient d’avoir 14 296 $ en gains assurables au cours de la période de référence pour être admissible au taux maximal de prestations hebdomadaires de 562 $. Comme le montre le graphique 27, un grand nombre des demandes de prestations pour pêcheurs établies lors de la période examinée provenait de prestataires dont la rémunération assurable avait atteint ou avait avoisiné la valeur requise pour avoir droit au taux maximal de prestations.

Description textuelle du graphique 27

Rémunération assurable	Nouvelles demandes établies (Part en pourcentage)
Moins de 5 500 $	1,3 %
5 500 $ à 6 999 $	1,2 %
7 000 $ à 8 499 $	1,8 %
8 500 $ à 9 999 $	2,1 %
10 000 $ à 11 499 $	3,0 %
11 500 $ à 12 999 $	4,2 %
13 000 $ à 14 499 $	49,6 %
14 500 $ à 15 999 $	11,7 %
16 000 $ à 17 499 $	7,8 %
17 500 $ ou plus	17,4 %
Total	100,0 %

• Remarque : Comprend toutes les demandes pour lesquelles au moins 1 $ a été versé en prestations pour pêcheurs de l’assurance-emploi.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l’assurance-emploi (a.-e.). Les données reposent sur un échantillon de 100 % des données administratives de l’a.-e.

2.4.2 Composante saisonnière des prestations d’assurance-emploi pour pêcheurs

Les prestations pour pêcheurs sont offertes pour 2 saisons de pêche par année (soit la saison hivernale et la saison estivale), permettant ainsi aux prestataires admissibles d’établir plus d’une demande par année. Les 30 400 nouvelles demandes établies lors de la période examinée provenaient de 21 500 pêcheurs, dont 12 600 avaient établi une seule demande, alors que les autres (8 900) en avaient établi 2.

Le tableau 37 fait état du nombre de pêcheurs ayant établi des demandes par saison au cours des cinq dernières années. Globalement, le nombre de pêcheurs ayant établi une demande de prestations lors de la période examinée est resté relativement stable par rapport à l’année précédente. Le nombre de pêcheurs ayant établi une seule demande est lui aussi demeuré pratiquement stable au cours de cette période, alors que le nombre des pêcheurs ayant établi 2 demandes s’est accru (+2,4 %).

Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l’assurance-emploi (a.-e.). Les données reposent sur un échantillon de 100 % des données administratives de l’a.-e.

Au cours de l’EF1819, les pêcheurs ayant établi une seule demande de prestations ont touché en moyenne 11 256 $. Quant à ceux ayant établi deux demandes de prestations, ils ont touché, en moyenne, 9 601 $ pour la première et 8 420 $ pour la deuxième, soit un montant total moyen de 18 021 $ en prestations pour pêcheurs lors de l’EF1819. Ces montants n’ont pas beaucoup évolué au cours des cinq dernières années. Comparativement, le montant moyen des prestations régulières versé lors de l’EF1819 était de 7 075 $.

2.4.3 Durée des prestations pour pêcheurs de l’assurance-emploi

Peu importe les conditions du marché du travail de la région de résidence d’un prestataire, la durée maximale d’une demande établie de prestations pour pêcheurs est de 26 semaines. Au cours de l’EF1819, la durée moyenne d’une demande de prestations pour pêcheurs était de 19,7 semaines, soit une baisse par rapport à 19,9 semaines (-0,2 semaine ou -1,2 %) comparativement à l’exercice précédent. Parmi les provinces où la pêche est une industrie d’importance, les demandes de prestations pour pêcheurs établies en Colombie-Britannique ont traditionnellement enregistré les durées moyennes les plus longues, et la période examinée dans ce rapport n’a pas fait exception, car la durée moyenne au cours de l’EF1819 était de 23,3 semaines. À l’inverse, la durée moyenne des prestations pour pêcheurs du Canada atlantique a traditionnellement été inférieure à la moyenne nationale (19,7 semaines lors de la période examinée). Lors de l’EF1819, elle était de 18,8 semaines à l’Île-du-Prince-Édouard et de 19,1 semaines à Terre-Neuve-et-Labrador et au Nouveau-Brunswick. Au Québec, les demandes établies avaient la durée moyenne la plus courte, soit 17,1 semaines lors de l’EF1819 (voir l’annexe 2.10.2). La durée moyenne plus courte des demandes établies dans les provinces de l’Atlantique et au Québec peut s’expliquer par le fait qu’une plus grande part des pêcheurs de ces régions établissent 2 demandes par année comparativement à ceux d’autres régions qui ont pour la plupart établi une seule demande par année. Par exemple, au cours des 5 dernières années, 48,0 % des pêcheurs des provinces de l’Atlantique et 67,8 % des pêcheurs du Québec avaient établi 2 demandes en moyenne par année, alors que la part des pêcheurs ayant 2 demandes au cours de cette période était de 1,8 % en Colombie-Britannique et de 10,8 % dans l’ensemble des autres provinces et territoires.

Le tableau 38 fait état de la durée moyenne des prestations pour pêcheurs selon le type de pêcheurs. Lors de la période examinée, les pêcheurs qui avaient établi une demande de prestations pour pêcheurs ont touché en moyenne 23,0 semaines, nombre relativement stable par rapport à l’exercice précédent. Quant à ceux qui en avaient établi 2, ils ont touché en moyenne 18,4 semaines pour la première demande et 16,2 semaines pour la deuxième, soit un total moyen de 34,6 semaines pour toute l’année pendant l’EF1819, soit une légère baisse (-0,5 semaine ou -1,3 %) par rapport à l’EF1718.

Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l’assurance-emploi (a.-e.). Les données reposent sur un échantillon de 100 % des données administratives de l’a.-e.

Dans cette section

• 2.5.1 Accords de Travail partagé de l’assurance-emploi
• 2.5.2 Demandes de prestations d’assurance-emploi de Travail partagé et montant versé
• 2.5.3 Niveau et durée des prestations d’assurance-emploi de Travail partagé
• 2.5.4 Accords de Travail partagé ayant fait l’objet d’une résiliation anticipée

2.5.1 Accords de Travail partagé de l’assurance-emploi

Le nombre d’accords de Travail partagé établis au cours d’un exercice financier augmente pendant les périodes de choc et d’incertitude économiques et diminue durant les épisodes de croissance et de stabilité économiques. Ce phénomène contra-cyclique peut être observé en étudiant le nombre d’accords de Travail partagé établis au Canada au cours des dernières années (voir le graphique 28).

Pour la troisième année consécutive, le nombre total d’accords de Travail partagé a diminué, passant de 198 lors de l’EF1718 à 158 lors de l’EF1819, ce qui concorde avec la relance de l’économie canadienne observée au cours des dernières années (voir le Chapitre 1 ). Le nombre d’accords a reculé dans l’ensemble des provinces, sauf en Saskatchewan et au Manitoba, les baisses les plus importantes ayant été enregistrées en Colombie-Britannique (-52,9 %), puis en Nouvelle-Écosse (-40,0 %) et au Nouveau-Brunswick (-33,3 %). En termes absolus, les provinces suivantes ont enregistré les déclins les plus importants : l’Ontario (-16 accords), la Colombie-Britannique (-9 accords) et l’Alberta (-8 accords). En revanche, l’Ontario a affiché le plus grand nombre d’accords établis (55 accords), ce qui représentait 34,8 % de l’ensemble des accords, suivi du Québec (50 accords, ou 31,6 % de tous les accords).

Graphique 28 - Nombre total d’accords de Travail partagé, Canada, EF0910 à EF1819

Description textuelle du graphique 28

Accords	EF0910	EF1011	EF1112	EF1213	EF1314	EF1415	EF1516	EF1617	EF1718	EF1819
Nombre total d’accords de Travail partagé	7 717	1 379	1 198	830	649	411	917	862	198	158

Source : Emploi et Développement social Canada, Système commun pour les subventions et les contributions.

Poursuivant la tendance observée au cours des dernières années, les industries productrices de biens comptaient la majorité (79,7 %) des accords de Travail partagé établis au cours de l’EF1819 (voir le tableau 39).

Source : Emploi et Développement social Canada, Système commun pour les subventions et les contributions.

Selon la taille des entreprises, celles de petite taille (moins de 50 employés) comptaient 69,6 % de tous les accords de Travail partagé conclus au cours de l’exercice financier examiné. Il s’agit là d’une diminution par rapport au taux de 76,8 % enregistré au cours de l’exercice financier précédent. Regroupées, les petites et moyennes entreprises (PME) comptant moins de 500 employés totalisaient 99,4 % de tous les accords de Travail partagé établis pendant l’EF1819, ce qui est très semblable au niveau observé au cours de l’exercice financier précédent (99,5 %). Le nombre d’accords de Travail partagé touchant les grandes entreprises (500 employés et plus) est demeuré stable de l’EF1718 à l’EF1819, avec 1 seul accord. Cela s’inscrit dans la tendance générale observée depuis la récession de 2008, où les accords sont principalement mis en place pour aider les PME à se relever d’un choc économique et à retourner à leur niveau normal d’activités commerciales.

2.5.2 Demandes de prestations d’assurance-emploi de Travail partagé et montant versé

Le recours aux prestations de Travail partagé est lié aux tendances observées dans les accords de Travail partagé et est contra-cyclique aux conditions économiques (de façon semblable au nombre de nouvelles demandes établies et au montant versé en prestations régulières d’a.‑e.). À l’instar du nombre d’accords de Travail partagé, le nombre total de demandes de prestations de Travail partagé établies et les sommes totales versées pour ces dernières augmentent pendant les épisodes de resserrement du marché du travail et d’incertitude économique, et diminuent lors de périodes d’expansion économique.

Le graphique 29 illustre le nombre de demandes de prestations de Travail partagé ainsi que les prestations versées entre l’EF1011 et l’EF1819.

Au cours de l’EF1819, le nombre de demandes de prestations de Travail partagé a légèrement augmenté, passant de 3 708 demandes lors de l’EF1718 à 3 815 lors de l’EF1819 (+2,9 %). Il s’agit de la première augmentation depuis l’EF1516. Cette hausse était en partie attribuable à l’augmentation du nombre de demandes établies par des entreprises dont les principales activités consistent à fabriquer des produits en bois (de 108 demandes au cours de l’EF1718 à 494 demandes au cours de l’EF1819).

Contrairement au nombre de nouvelles demandes, le montant total versé en prestations de Travail partagé est passé de 12,5 millions de dollars au cours de l’EF1718 à 5,7 millions de dollars au cours de l’EF1819, ce qui représente une diminution de 53,9 %.

Description textuelle du graphique 29

Catégorie	EF1415	EF1516	EF1617	EF1718	EF1819
Nouvelles demandes établies (axe de gauche)	8 024	20 521	11 936	3 708	3 815
Montant versé (millions de dollars) (axe de droite)	17,4 $	39,6 $	45,3 $	12,5 $	5,7 $

• Remarque : Comprend toutes les demandes pour lesquelles au moins 1 $ en prestations de Travail partagé a été versé.
• * Dans les rapports de contrôle et d’évaluation de l’a.‑e. précédents, les montants versés en prestations de Travail partagé étaient basés sur un échantillon de 10 % des données administrative de l’a.‑e. Depuis l’EF1819, les montants versés sont basés sur un échantillon de 100 %. Par conséquent, les statistiques pour les années antérieures ont été révisées.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l’assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 100 % des données administratives de l’assurance-emploi.

Demandes de prestations d’assurance-emploi de Travail partagé et montant versé, selon la région, le sexe, l’âge et l’industrie

Comme le montre le tableau 40, le déclin le plus marqué dans le nombre de demandes a été enregistré en Ontario (-398 demandes), suivi par le Canada atlantique (-205 demandes); et la plus importante hausse était au Manitoba (+428 demandes), suivi par l’Alberta (+197 demandes) et la Saskatchewan (+127 demandes). Comme l’année précédente, l’Ontario comptait la part la plus importante du nombre total de nouvelles demandes établies (35,1 %), suivi du Québec (26,2 %) et de l’Alberta (15,7 %). Toutefois, en ce qui concerne les montants versés en prestations pendant l’EF1819, les demandes établies au Québec avaient reçu la plus grande part du montant total, soit 32,1 %, suivi de l’Ontario (25,9 %) et de l’Alberta (19,0 %). Aucune demande n’avait été établie dans les territoires.

Les hommes étaient plus susceptibles d’avoir recours au programme de Travail partagé, une tendance qui se maintient au fil des ans. Au cours de l’EF1819, les hommes représentaient 71,3 % des nouvelles demandes de prestations de Travail partagé et 74,1 % du montant total versé en prestations. Les travailleurs âgés de 25 à 54 ans représentaient 65,2 % de toutes les nouvelles demandes de prestations de Travail partagé et des prestations versées. À l’instar des années précédentes, les jeunes étaient sous-représentés au sein des nouvelles demandes de prestations de Travail partagé établies (6,2 %) et pour ce qui est du montant versé (4,5 %) comparativement à leur part totale de l’emploi (13,1 %) pour l’EF1819^{Note de bas de page 88}.

Du point de vue de l’industrie, le programme de Travail partagé a été plus souvent utilisé par les travailleurs de l’industrie de la fabrication, ce qui correspond aux tendances historiques. Les employés de cette industrie représentaient la plus grande proportion des nouvelles demandes de prestations de Travail partagé (85,4 %) établies lors de l’EF1819, une hausse par rapport à la proportion de 77,0 % durant l’exercice précédent. Ces travailleurs représentaient la plus grande part du montant total versé en prestations de Travail partagé (80,3 %), une augmentation comparativement à 64,3 % au cours de l’EF1718 (voir le tableau 40), ce qui est disproportionné comparativement à leur part de l’emploi total (environ 9,4 % au cours des dernières années) ^{Note de bas de page 89}.

Au sein des industries productrices de services, les travailleurs des industries du commerce de gros et des services professionnels, scientifiques et techniques représentaient chacun 1,7 % des demandes de prestations de Travail partagé. En ce qui concerne le montant total versé, les travailleurs de l’industrie des services professionnels, scientifiques et techniques ont reçu 3,7 % du total des prestations de Travail partagé versées durant l’EF1819, suivis de près par les travailleurs de l’industrie du commerce de gros, qui représentaient 3,4 % du total des prestations de Travail partagé versées lors de l’EF1819. Pour de plus amples renseignements, consulter l’annexe 2.21.1 sur les nouvelles demandes établies et l’annexe 2.21.4 sur le montant versé en prestations selon l’industrie.

2.5.3 Niveau et durée des prestations d’assurance-emploi de Travail partagé

Le programme de Travail partagé est conçu en vue d’offrir un soutien du revenu aux travailleurs des entreprises qui subissent une réduction temporaire de leur demande pour des raisons échappant à leur contrôle. Ainsi, le programme fournit une stabilisation partielle du revenu pour compenser les réductions d’heures dont ont convenu les employés participant au programme. Cependant, il n’a pas été créé pour offrir une couverture complète des heures d’emploi assurable ou de la rémunération assurable. Par conséquent, les données rapportées sur les demandes de prestations de Travail partagé ne sont pas directement comparables aux autres types de prestations du régime. C’est particulièrement vrai dans le cas des prestations hebdomadaires versées aux prestataires, qui doivent seulement couvrir de 10 % à 60 % des semaines de travail régulières pour les employés touchés d’une unité de travail assujettie à un accord de Travail partagé selon la diminution convenue des niveaux de travail. À ce titre, les taux de prestations hebdomadaires des bénéficiaires participant au programme de Travail partagé sont en moyenne plus faibles que ceux des autres types de prestations d’a.‑e. Puisque le taux de prestations hebdomadaires des prestations de Travail partagé est déterminé par le salaire des employés et la réduction du nombre d’heures de travail (entre 10 % et 60 %), une importante variabilité est également observée à l’échelle des industries pour ce qui est des taux de prestations hebdomadaires rapportés.

Au cours de l’EF1819, le taux moyen de prestations hebdomadaires de Travail partagé a augmenté de +10,4 % pour atteindre 121 $, soit une hausse par rapport au taux hebdomadaire moyen de 109 $ de l’exercice précédent (voir le tableau 41). Comme pour les années précédentes, une grande variabilité peut être observée au sein des prestations hebdomadaires moyennes versées dans chaque région au cours de l’exercice examiné. Par exemple, durant l’EF1819, le taux moyen de prestations hebdomadaires le plus élevé était en Colombie-Britannique (167 $), suivi des provinces de l’Atlantique (152 $) et de la Saskatchewan (151 $), alors que le plus bas était en Ontario (105 $). Le taux moyen de prestations hebdomadaires de Travail partagé des hommes a augmenté de 12,8 % pour s’établir à 129 $, tandis que celui des femmes est demeuré au même niveau que l’année précédente (99 $). Le taux moyen de prestations hebdomadaires a augmenté pour tous les groupes d’âge. Le taux moyen le plus élevé a été enregistré chez les travailleurs de 25 à 54 ans (122 $), suivi de ceux âgés de 24 ans et moins (120 $) et de ceux âgés de 55 ans et plus (118 $).

Le taux moyen de prestations hebdomadaires de Travail partagé a augmenté de +12,4 % au sein des industries productrices de biens pour s’établir à 119 $ lors de l’EF1819. Le taux moyen de prestations hebdomadaires de Travail partagé a augmenté, passant de 123 $ à 133 $ dans les industries productrices de services. Voir l’annexe 2.21.3 pour plus de renseignements sur le taux moyen de prestations hebdomadaires de Travail partagé selon l’industrie.

La durée moyenne des demandes de prestations de Travail partagé complétées au cours de l’EF1819 était de 15,5 semaines, soit une diminution de 8,3 semaines par rapport à l’EF1718 (23,8 semaines). Cela représente la première baisse de la durée moyenne des demandes de prestations de Travail partagé depuis l’EF1516 (voir le graphique 30). Cette diminution était principalement attribuable à la reprise de l’économie observée au cours de la période visée.

Description textuelle du graphique 30

Durée	EF1314	EF1415	EF1516	EF1617	EF1718	EF1819
Durée moyenne (semaines)	12,9	15,6	14,4	17,4	23,8	15,5

• Remarque : Comprend toutes les demandes pour lesquelles au moins 1 $ en prestations de Travail partagé a été versé.
• ^r Données révisées.
• ^p Estimations préliminaires.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l’assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 100 % des données administratives de l’assurance-emploi.

2.5.4 Accords de Travail partagé ayant fait l’objet d’une résiliation anticipée

Lorsqu’une entreprise retrouve ses niveaux normaux d’activités commerciales avant les échéanciers du plan de redressement, ou qu’elle se retire de l’accord de Travail partagé pour toute autre raison (par exemple, sa fermeture ou la décision de procéder à des mises à pied) ^{Note de bas de page 90} , son accord de Travail partagé prend alors fin avant la date prévue. Cette situation est décrite comme une résiliation anticipée. Au cours des 5 derniers exercices financiers, un peu plus du tiers (36 %) des accords ont été résiliés avant leur date de fin prévue, et juste un peu plus des deux tiers (70 %) des entreprises avaient retrouvé leur niveau normal d’emploi.

Dans cette section

• 2.6.1 Aperçu des demandes de prestations spéciales de l’assurance-emploi
• 2.6.2 Prestations de maternité et prestations parentales de l’assurance-emploi
• 2.6.3 Prestations de maladie de l’assurance-emploi
• 2.6.4 Prestations de compassion de l’assurance-emploi
• 2.6.5 Prestations de l’assurance-emploi pour proches aidants d’adultes
• 2.6.6 Prestations de l’assurance-emploi pour proches aidants d’enfants
• 2.6.7 Prestations spéciales de l’assurance-emploi pour travailleurs autonomes

Les prestations spéciales de l’assurance-emploi (a.-e.) offrent un soutien temporaire du revenu aux employés ou travailleurs autonomes assurés et admissibles (y compris les pêcheurs) qui ne peuvent pas travailler en raison de circonstances particulières de la vie. Ces circonstances incluent :

• une maladie;
• une grossesse;
• l’obligation de donner des soins à un nouveau-né ou à un enfant nouvellement adopté;
• de donner des soins ou du soutien à un membre de la famille qui est gravement malade ou blessé ou à une personne en fin de vie.

Pour avoir droit aux prestations spéciales de l’a.-e., les employés assurés doivent avoir accumulé au moins 600 heures d’emploi assurable au cours de la période de référence, satisfaire aux critères d’admissibilité associés aux prestations spéciales demandées et subir une réduction de leur rémunération hebdomadaire normale de plus de 40 %. Les travailleurs autonomes peuvent avoir droit aux prestations s’ils ont choisi de s’inscrire au régime d’a.-e. au moins un an avant de demander des prestations, ont gagné un revenu provenant d’un emploi autonome qui satisfait le seuil minimal d’admissibilité au régime^{Note de bas de page 91} au cours de l’année civile antérieure à leur demande et répondent aux autres

La sous-section 2.6.1 donne un aperçu des prestations spéciales en ce qui concerne le nombre de nouvelles demandes de prestations établies, le montant versé et le niveau des prestations. Les sous-sections suivantes présentent chacune des prestations spéciales de l’a.-e. La sous-section 2.6.2 discute des prestations de maternité et des prestations parentales. La sous-section 2.6.3 examine les prestations de maladie. Les prestations de compassion, les prestations pour proches aidants d’adultes et celles pour proches aidants d’enfants sont présentées aux sections 2.6.4, 2.6.5 et 2.6.6, respectivement. Pour terminer, la sous-section 2.6.7 traitera du recours aux prestations spéciales par les travailleurs autonomes ayant choisi de s’inscrire au régime d’a.-e. Aux fins de la section suivante, par demandes de prestations spéciales de l’a.-e., on considère les demandes pour lesquelles au moins 1 dollar en prestations spéciales a été versé^{Note de bas de page 92}.

2.6.1 Aperçu des demandes de prestations spéciales de l’assurance-emploi

Au cours de l’EF1819, près de 606 500 nouvelles demandes de prestations spéciales de l’a.‑e. ont été établies, ce qui représente une augmentation de 1,6 % par rapport à l’exercice précédent (voir le tableau 42) et la huitième augmentation consécutive du nombre de demandes établies. Plus des deux tiers de ces demandes de prestations spéciales comprenaient des prestations de maladie (69,4 %), alors que 33,0 % et 28,0 % incluaient respectivement des prestations parentales et des prestations de maternité. Environ 1,7 % de l’ensemble des demandes de prestations spéciales comportaient des prestations pour proches aidants d’adultes, 1,4 % avaient des prestations de compassion et 0,9 % incluaient des prestations pour proches aidants d’enfants^{Note de bas de page 93}.

Pour l’EF1819, les prestations de compassion ont connu la variation en pourcentage la plus importante, soit une diminution de 23,8 % des nouvelles demandes par rapport à l’exercice financier précédent. Par ailleurs, les prestations pour proches aidants d’enfants ont enregistré une augmentation de 11,3 % des nouvelles demandes par rapport à l’EF1718.

Le montant total versé en prestations spéciales a légèrement augmenté de 0,9 % par rapport à l’exercice précédent, totalisant 5,8 milliard de dollars pour l’EF1819. Les montants versés ont augmenté pour tous les types de prestations, à l’exception des prestations de compassion et des prestation parentales. La baisse des paiements en prestations parentales peut s’expliquer par le fait que les prestations parentales prolongées sont payées à un taux de remplacement de 33 % au cours d’une période de 61 semaines. Ainsi, une part des montants payés aux prestataires de prestations parentales prolongées sera versée en dehors de la période examinée.

À l’instar des exercices précédents, près des deux tiers des demandes de prestations spéciales (63,7 %) ont été établies par des femmes. Elles ont aussi reçu une large part des montants versés en prestations spéciales (80,6 %), notamment parce qu’elles ont reçu la majorité des prestations parentales et que seules les femmes peuvent toucher les prestations de maternité.

En fonction de l’âge, les prestataires âgés de 25 à 39 ans ont établi près de la moitié (47,9 %) des nouvelles demandes de prestations spéciales et ont touché la plus grande part du montant total versé en prestations spéciales (69,6 %). Ils ont aussi reçu respectivement 89,3 % et 88,2 % du total des montants versés en prestations de maternité et en prestations parentales. Les prestataires âgés de 40 ans et plus ont touché une plus grande partie des montants versés en prestations de maladie (63,6 %) et en prestations de compassion (78,4 %).

Excluant les prestations parentales prolongées qui sont versées à un taux de prestations inférieur aux autres types de prestations spéciales (voir la sous-section 2.6.2), le taux de prestations hebdomadaires moyen pour les prestations spéciales établies durant l’EF1819 a augmenté de 2,3 % pour atteindre 450 $. La part des demandes de prestations spéciales touchant le taux de prestations hebdomadaires maximum était de 43,0 %, ce qui représente une hausse de 1,3 point de pourcentage par rapport à l’exercice financier précédent.

2.6.2 Prestations de maternité et prestations parentales de l’assurance-emploi

Les prestations de maternité sont offertes aux personnes admissibles qui ne peuvent pas travailler parce qu’elles sont enceintes ou qu’elles ont accouché récemment. Les bénéficiaires de prestations de maternité doivent fournir à Service Canada une déclaration signée attestant leur grossesse et la date prévue ou réelle de l’accouchement^{Note de bas de page 94}. Les personnes admissibles peuvent toucher jusqu’à 15 semaines de prestations de maternité par période de prestations. Les prestations peuvent commencer à être versées à compter de la douzième semaine précédant la date prévue de l’accouchement et ne peuvent être versées après la 17e semaine suivant la date réelle de la naissance de l’enfant^{Note de bas de page 95}.

Les prestations parentales de l’a.‑e. sont versées aux parents admissibles qui s’absentent du travail pour s’occuper d’un nouveau-né ou d’un enfant nouvellement adopté. Les demandeurs doivent fournir une attestation signée indiquant la date de naissance de l’enfant ou la date de placement de l’enfant chez eux s’il s’agit d’une adoption. Les parents dont les enfants sont nés ou ont été confiés en vue de leur adoption le 3 décembre 2017 ou après doivent choisir entre recevoir les prestations parentales standards ou prolongées. Avant cette date, seules les prestations parentales standards étaient disponibles.

• Les prestations parentales standards offrent jusqu’à 35 semaines de prestations payables sur une période maximale de 12 mois selon un taux de prestations de 55 % de la rémunération hebdomadaire assurable, jusqu’au montant maximum de 547 $ en 2018 et 562 $ en 2019.
• Les prestations parentales prolongées permettent aux parents d’obtenir jusqu’à 61 semaines de prestations payables sur une période maximale de 18 mois. Le taux de prestations est de 33 % de la rémunération hebdomadaire assurable, jusqu’au montant maximal de 328 $ en 2018 et 337 $ en 2019.

Les parents peuvent partager les prestations et ils peuvent les utiliser en même temps ou à des moments différents. Les parents doivent choisir la même option (standard ou prolongée) lorsqu’ils présentent leur demande de prestations. Le choix retenu par le premier parent lorsqu’il soumet une demande de prestations liera les 2 prestataires. Lorsque les prestations parentales sont partagées par les 2 parents, un seul délai de carence doit être observé. Une fois que les parents commencent à recevoir des prestations parentales, ils ne peuvent pas changer d’option. Toutefois, ils peuvent modifier le partage des semaines.

Il importe de noter que les prestations de maternité et les prestations parentales versées en vertu du régime de l’assurance-emploi sont offertes à travers le Canada à l’exception du Québec. Pour les parents qui résident au Québec, le Régime québécois d’assurance parentale (RQAP) offre, depuis le 1er janvier 2006, des prestations aux salariés et aux travailleurs autonomes qui sont admissibles à prendre un congé de maternité, de paternité, parental ou d’adoption.

Prestations de maternité et prestations parentales de l’assurance-emploi : couverture et accessibilité

Selon les données de l’Enquête sur la couverture de l’assurance-emploi (ECAE) de 2018, 209 700 nouvelles mères (celles ayant un enfant âgé de 12 mois ou moins) vivant à l’extérieur du Québec occupaient un emploi assurable en 2018, soit 71,5 % de toutes les nouvelles mères. Parmi ces nouvelles mères ayant un emploi assurable, 85,4 % ont déclaré avoir reçu des prestations de maternité ou des prestations parentales, soit une légère diminution de 1,8 point de pourcentage par rapport à 2017 (87,2 %) (voir le graphique 31).

Description textuelle du graphique 31

Année	Part des nouvelles mères
2000	74,2 %
2001	79,4 %
2002	86,0 %
2003	87,8 %
2004	87,7 %
2005	85,0 %
2006	81,0 %
2007	81,8 %
2008	85,8 %
2009	85,4 %
2010	84,9 %
2011	85,1 %
2012	85,4 %
2013	89,3 %
2014	86,1 %
2015	83,0 %
2016	88,8 %
2017	87,2 %
2018	85,4 %

Source : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l'assurance-emploi, 2000 à 2018

Selon les données de l’ECAE, la proportion des conjoints de nouvelles mères vivant hors du Québec qui ont reçu des prestations parentales ou avaient l'intention d’en demander est passée de 11,9 % en 2017 à 15,0 % en 2018. Au Québec, une part plus importante des conjoints de nouvelles mères ont touché des prestations parentales ou avaient envisagé de le faire (79,6 %) ce qui peut être largement attribuable à la prestation de paternité versée spécifiquement aux conjoints dans le cadre du RQAP.

Durée des prestations de maternité et des prestations parentales de l’assurance-emploi

Tel qu’observé lors des exercices financiers précédents, les prestataires ont utilisé la quasi-totalité des semaines de prestations de maternité et de prestations parentales auxquelles ils avaient droit. Au cours de l’EF1819, 90,4 % des mères ont touché des prestations de maternité pendant les 15 semaines qui leur étaient offertes. La durée moyenne des demandes de prestations de maternité complétées était de 14,6 semaines pour la période examinée.

Les statistiques sur les demandes de prestations parentales standards complétées^{Note de bas de page 97} durant la période analysée montrent que lorsque les semaines de prestations étaient partagées, les femmes ont touché en moyenne 23,6 semaines, alors que les hommes ont bénéficié de 10,2 semaines (voir le graphique 32). La durée moyenne des demandes de prestations parentales standards par famille était alors de 33,8 semaines pour les parents ayant décidé de partager les prestations (voir le tableau 46). Du côté des parents qui ne partageaient pas les semaines de prestations offertes, la durée moyenne des prestations parentales standards était de 33,2 semaines pour les demandes de prestations complétées durant l’EF1819.

Description textuelle du graphique 32

Parents	Semaines utilisées
Hommes (partagées)	10,2
Femmes (partagées)	23,6
Hommes (non partagées)	27,8
Femmes (non partagées)	33,6

• 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.

Tableau 46 – Durée des prestations de maternité et des prestations parentales standards de l’assurance‑emploi complétées, Canada, EF1415 à EF1819

Type de prestations	EF1415	EF1516	EF1617	EF1718	EF1819p
Maternité	14,6	14,6	14,6	14,7r	14,6
Parentales standards, partagées	33,5	33,2	33,2	33,3r	33,8
Parentales standards, non partagées	33,0	32,9	33,0	33,0	33,2
Prestations de maternité et prestations parentales standards combinées, par famille (Part de toutes les semaines d’admissibilité utilisées)	47,7 (95,4 %)	47,6 (95,1 %)	47,6 (95,3 %)	47,7 (95,5 %)	48,0 (95,9 %)

• Remarque : Les demandes de prestations complétées incluent celles qui sont terminées et celles qui sont en dormance et étaient inactives en date du mois d’août de l’exercice financier suivant. Les parts en pourcentage des semaines utilisées sont basées sur des chiffres non arrondis.
• ^p Résultats préliminaires.
• ^r Données révisées.
• 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.

Basé sur les demandes complétées, le nombre combiné de semaines de prestations de maternité et des prestations parentales standards utilisées par les familles était, en moyenne, de 48,0 semaines par famille ou 95,9 % des 50 semaines de prestations de maternité et de prestations parentales standards auxquelles elles avaient droit (voir le tableau 46). De ces 48,0 semaines, 33,3 étaient versées en prestations parentales et 14,6 en prestations de maternité.