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

Nouvelles demandes de prestations d'assurance-emploi établies

La légère augmentation du nombre de nouvelles demandes de prestations d'assurance-emploi observée durant la période à l 'étude est en grande partie attribuable à la hausse des demandes de prestations régulières et de prestations parentales (consulter le tableau 2). Les demandes de prestations pour pêcheurs, de prestations de maternité et de prestations de maladie sont restées sensiblement inchangées.

• Remarques : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués. Comprend les demandes de prestations pour lesquelles au moins 1 $ a été versé en prestations d'assurance-emploi. La somme des demandes de prestations par type de prestations ne correspond pas au total puisque de nombreux types de prestations peuvent faire partie d 'une même demande de prestations.
• ^r Données révisées.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi, sauf pour les prestations pour proches aidants, les prestations de Travail partagé, les prestations de compassion et pour les demandes de prestations pour pêcheurs (100 %).

Les provinces de l 'Atlantique et les territoires ont connu des baisses du nombre de nouvelles demandes de prestations d'assurance-emploi établies entre l 'EF1819 et l 'EF1920, tandis que le reste des provinces ont enregistré des augmentations. L 'Ontario (+5,2 %), la Saskatchewan (+5,7 %), la Colombie-Britannique (+6,0 %) et l 'Alberta (+6,1 %) ont enregistré les plus importantes augmentations au cours de la période de référence (consulter le tableau 3).

• Remarques : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués. Comprend les demandes de prestations pour lesquelles au moins 1 $ a été versé en prestations d'assurance-emploi.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Le nombre de nouvelles demandes de prestations d'assurance-emploi établies a augmenté pour les hommes et les femmes au cours de l 'EF1920. Les hommes ont établi 54,3 % de toutes les nouvelles demandes. Le nombre de nouvelles demandes de prestations a légèrement diminué pour les travailleurs de 45 à 54 ans (-0,2 %), tandis qu 'il a augmenté pour tous les autres groupes d 'âge.

Montants versés en prestations d'assurance-emploi

Le montant versé pour tous les types de prestations d'assurance-emploi confondus a atteint 17,5 milliards de dollars pour l 'EF1920, soit une augmentation de 817 millions de dollars ou +4,9 %. Cette hausse est grandement attribuable à l 'augmentation des montants versés en prestations régulières d'assurance-emploi (+390,6 millions de dollars ou +3,7 %). La part des montants versés par type de prestations est restée relativement stable comparativement à la période de référence précédente.

Description textuelle du graphique 2

Types de prestations	En millions de dollars	Part en pourcentage %
Prestations régulières	11 064,4 $	63,1 %
Travail partagé	16,5 $	0,1 %
Prestations pour pêcheurs	303,1 $	1,7 %
Prestations spéciales	6 150,1 $	35,1 %
Prestations parentales	2 921,7 $	16,7 %
Prestations de maladie	1 888,8 $	10,8 %
Prestations de maternité	1 208,1 $	6,9 %
Prestations de compassion et prestations pour proches aidants	131,5 $	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. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi, sauf pour les prestations de Travail partagé, les prestations pour proches aidants, et les prestations de compassion (100 %).

Les montants versés en prestations d'assurance-emploi ont augmenté dans l 'ensemble des provinces et des territoires, sauf 4 : Terre-Neuve-et-Labrador (-3,0 %), l 'Île-du-Prince-Édouard (-2,2 %), les Territoires du Nord-Ouest (-4,6 %) et le Nunavut (-4,3 %) (voir le tableau 3).

Les prestations d'assurance-emploi touchées par les hommes et les femmes ont augmenté par rapport à l 'exercice financier précédent; les 2 ayant connu des hausses similaires (+5,0 % et +4,8 %, respectivement). Les montants versés en prestations d'assurance-emploi ont aussi augmenté pour chacun des groupes d 'âge. Les prestataires de 25 à 44 ans et ceux de 55 ans et plus ont enregistré de plus grandes hausses (+5,7 % et +7,2 %, respectivement)

Niveau de prestations

Pour l 'ensemble des demandes, excluant celles pour les prestations parentales prolongées^{Note de bas de page 4}, le taux moyen de prestations hebdomadaires a augmenté de 3,2 % à l 'échelle nationale pour s 'établir à 480 $ au cours de la période à l 'étude (consulter l'annexe 2.3.2). Cette augmentation est supérieure à la hausse de 2,1 % du maximum de la rémunération assurable entre 2019 et 2020 (consulter la section 2.7). Tous les provinces et les territoires ont enregistré des augmentations. Le Nunavut a enregistré le taux moyen de prestations hebdomadaires le plus élevé (542 $), alors que la Nouvelle-Écosse affichait le taux moyen le plus faible (453 $).

Le Nunavut présentait également la proportion la plus élevée de prestataires recevant le taux maximal de prestations hebdomadaires (85,0 %) pour l 'EF1920, tandis que l 'Île-du-Prince-Édouard et le Nouveau-Brunswick avaient encore les plus faibles proportions de prestataires recevant le taux maximal (36,1 % et 35,6 %, respectivement).

Le taux moyen de prestations hebdomadaires a augmenté chez les prestataires masculins et féminins pour atteindre 506 $ et 448 $, respectivement. Les hommes ont continué à être proportionnellement plus nombreux à recevoir le taux maximal de prestations hebdomadaires (60,4 %) comparativement aux femmes (34,1 %) au cours de l 'EF1920.

Le taux moyen de prestations hebdomadaires a aussi augmenté pour tous les groupe d 'âge par rapport à l 'EF1819. Les prestataires âgés de 25 à 44 ans recevaient toujours le taux moyen de prestations hebdomadaires le plus élevé (493 $) et étaient plus susceptibles de toucher le taux maximal de prestations hebdomadaires (53,5 %). Les prestataires de moins de 25 ans recevaient, en moyenne, le montant le moins élevé de prestations hebdomadaires (434 $) et seulement 30,3 % d 'entre eux avaient reçu le taux maximal de prestations hebdomadaires durant l 'EF1920.

Disposition relative au supplément familial

La disposition relative au supplément familial, qui cible les familles à faible revenu, fournit des prestations supplémentaires aux prestataires d'assurance-emploi ayant des enfants (de moins de 18 ans) et dont le revenu familial net par année est de 25 921 $ ou moins. Le prestataire doit également recevoir l 'Allocation canadienne pour enfants. En vertu de la disposition relative au supplément familial, qui est offerte pour tous les types de prestations, le montant hebdomadaire du supplément familial peut faire passer le taux de prestations d 'un prestataire de 55 % à un maximum de 80 % de sa rémunération hebdomadaire assurable, sous réserve des prestations hebdomadaires maximales. Le supplément versé aux prestataires admissibles est déterminé selon le revenu familial net, le nombre d 'enfants dans la famille du prestataire et l 'âge des enfants du prestataire^{Note de bas de page 5}.

Au cours de l 'EF1920, les familles à faible revenu ont touché un total de 70,1 millions de dollars en prestations supplémentaires par l 'intermédiaire du supplément familial. Un total de 65 910 demandes de prestations ont reçu un montant de supplément familial au cours de l 'EF1920, ce qui représente une diminution de 9,6 % par rapport à l 'EF1819. Le nombre de demandes de prestations touchant du supplément familial est à la baisse depuis 18 années consécutives; un sommet de 187 300 prestataires avait été atteint au cours de l 'EF0102. Cette diminution peut s 'expliquer par le fait que le seuil d 'admissibilité n 'a pas été indexé au fil du temps, ainsi que par des changements dans la composition des familles et par la croissance des salaires. Les femmes (80,8 %) et les prestataires âgés de 25 à 44 ans (73,5 %) continuent d 'être les principaux groupes démographiques bénéficiant de la disposition relative au supplément familial. Le supplément familial s 'élevait, en moyenne, à 45 $ par semaine durant l 'EF1920 et est demeuré relativement inchangé au fil du temps (consulter l'annexe 2.23 pour plus de statistiques sur la disposition relative au supplément familial).

2.1.2 Demandes de prestations d'assurance-emploi combinées

En vertu de certaines dispositions du régime d'assurance-emploi, 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 6}. Une demande de prestations « pure » est une demande pour laquelle un prestataire d'assurance-emploi 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 80,3 % de toutes les demandes complétées durant l 'EF1920 (consulter le tableau 4).

• Remarques : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués. Comprend les demandes de prestations pour lesquelles au moins 1 $ a été versé en prestations d'assurance-emploi. La somme des demandes de prestations par type de prestations pour les colonnes « total des demandes » et « demandes combinées » ne correspond pas au total puisque plus d 'un type de prestations peut faire partie d 'une même demande de prestations. Ceci ne s 'applique pas aux demandes pures qui ne contiennent qu 'un type de prestations.
• * Exclut les prestations pour proches aidants d 'enfants et d 'adultes.
• ** Les prestations parentales incluent les prestations pour les parents biologiques et pour les parents adoptifs.
• *** Le nombre total de demandes de prestations est basé sur les demandes complétées durant l 'exercice financier. Il est donc différent de ceux présentés aux tableaux 2 et 3 qui sont basés sur les demandes établies.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Les femmes étaient plus susceptibles de demander plus d 'un type de prestations (29,8 %) que les hommes (11,0 %), 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 (16,9 %), 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 7}). 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 (26 400 ou 15,9 % des demandes de prestations de maternité complétées durant l 'EF1920).

Les demandes de prestations parentales étaient combinées à un taux légèrement inférieur à celui des prestations de maternité, puisque seulement 10,6 % des hommes qui ont demandé des prestations parentales ont également reçu un autre type de prestations. Parmi ces prestataires de sexe masculin, 87,0 % ont reçu des prestations régulières et 15,2 % 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 (96,2 %), alors que les femmes les avaient surtout combinées avec des prestations régulières (71,0 %), mais aussi avec des prestations de maternité (27,4 %) et des prestations parentales (26,1 %). 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 (67,3 %) ou des prestations régulières (46,8 %). Les hommes avaient plus souvent tendance à combiner des prestations de compassion avec des prestations régulières (62,6 %) que les femmes (40,3 %). À l 'inverse, les femmes étaient plus susceptibles de combiner des prestations de compassion avec des prestations de maladie (72,9 %) par comparaison aux hommes (53,8 %).

Environ le quart des demandes de prestations de Travail partagé ont été combinées avec d 'autres types de prestations (23,9 %), 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 13,7 % des demandes de prestations pour pêcheurs ont été combinées avec d 'autres types de prestations. Au total, 87,9 % 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'assurance-emploi versées par le régime en tant que proportion des cotisations payées. Ce ratio donne une estimation du recours au régime d'assurance-emploi par les prestataires par rapport aux cotisations versées. La présente sous-section examine 2 différents ratios : le ratio prestations totales-cotisations ainsi que sur le ratio prestations régulières-cotisations pour l 'année 2018^{Note de bas de page 8}. Puisque les cotisations d'assurance-emploi ne sont pas attribuées à un type de prestations en particulier, le ratio prestations régulières-cotisations tient compte de la diminution des cotisations d'assurance-emploi en lien avec les prestations spéciales^{Note de bas de page 9}.

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 10} comptant de nombreux prestataires saisonniers sont généralement supérieurs à la moyenne nationale. En 2018, Terre‑Neuve‑et‑Labrador, l 'Île‑du‑Prince‑Édouard, la Nouvelle‑Écosse et le Nouveau‑Brunswick ont reçu plus de prestations d'assurance-emploi que le montant des cotisations d'assurance-emploi versées, comparativement à la moyenne nationale (consulter le graphique 3), indiquant que ces provinces ont plus souvent recours aux prestations régulières que d 'autres régions. En revanche, l 'Ontario, le Manitoba et la Colombie‑Britannique ont reçu moins de prestations d'assurance-emploi 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	4,50	6,01	1,0	14,2
Île-du-Prince-Edouard	3,42	3,73	1,0	9,5
Nouvelle-Écosse	1,98	2,28	1,0	7,7
Nouveau-Brunswick	2,48	2,91	1,0	8,1
Québec	1,03	1,12	1,0	5,5
Ontario	0,77	0,67	1,0	5,7
Manitoba	0,99	0,94	1,0	6,0
Saskatchewan	1,17	1,20	1,0	6,2
Alberta	0,97	0,96	1,0	6,7
Colombie-Britannique	0,81	0,69	1,0	4,7
Yukon	0,89	0,98	1,0	3,0
Territoires du Nord-Ouest	0,93	1,02	1,0	7,1
Nunavut	0,82	0,79	1,0	14,0

• 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 (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'assurance-emploi.

En 2018, les femmes ont continué de recevoir plus de prestations d'assurance-emploi que ce qu 'elles ont versé en cotisations comparativement aux hommes, les ratios rajustés prestations totales‑cotisations étant de 1,10 et 0,92, respectivement (consulter 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 1,52, comparativement aux femmes âgées de 45 à 54 ans dont le ratio (0,66) était 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 0,66.

• 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 (pour les données sur les prestations). Les données de l 'ARC sont fondées sur un échantillon de 10 % des relevés T4 comprenant le revenu d 'emploi, et les données d 'EDSC sont fondées sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

En ce qui concerne les ratios prestations régulières‑cotisations, l 'écart entre les sexes est inversé : les hommes (ratio de 1,20) ont touché plus de prestations régulières d'assurance-emploi que ce qu 'ils ont cotisé comparativement aux femmes (ratio de 0,76), et ceci est vrai pour tous les groupes d 'âge.

En 2018, les prestataires qui travaillaient dans les industries productrices de biens étaient des bénéficiaires nets des prestations d'assurance-emploi, 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 (consulter le graphique 4). Le recours dans une plus grande mesure aux prestations régulières d'assurance-emploi 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	1,52	1,87
Agriculture, foresterie, pêche et chasse	4,10	3,84
Extraction minière, et extraction de pétrole et de gaz	1,11	1,47
Services publics	0,44	0,39
Construction	2,34	3,32
Fabrication	0,80	0,88
Industries productrices de services	0,84	0,73
Commerce de gros	0,70	0,74
Commerce de détail	0,82	0,74
Transport et entreposage	0,84	0,92
Finance et assurances	0,57	0,32
Services immobiliers et services de location	0,93	0,97
Services professionnels, scientifiques et techniques	0,74	0,72
Services aux entreprises, services relatifs aux bâtiments et autres services de soutien	1,13	1,27
Services d'enseignement	0,98	0,92
Soins de santé et assistance sociale	0,83	0,35
Information, culture et loisirs	0,85	0,92
Services d'hébergement et de restauration	1,12	1,11
Autres services (sauf les administrations publiques)	0,99	0,99
Administrations publiques	0,69	0,46
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 (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'assurance-emploi.

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 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.

En réponse aux perturbations économiques et du marché du travail causées par la pandémie de COVID-19 qui a débuté en mars 2020, le gouvernement du Canada a instauré la Prestation canadienne d 'urgence (PCU) le 15 mars 2020 pour fournir un soutien financier aux Canadiens dans le cadre du Plan d'intervention économique du Canada pour répondre à la COVID-19. La PCU fournissait une aide financière aux employés et travailleurs indépendants canadiens qui ont arrêté de travailler et perdu leur revenu en raison de la COVID-19. Par conséquent, les prestataires admissibles qui auraient autrement présenté une demande de prestations régulières d'assurance-emploi ont plutôt présenté une demande de PCU à partir du 15 mars 2020. Pour cette raison, cette section exclut les données reliées à la PCU pour la période de référence de l 'EF1920 (c 'est-à-dire du 15 au 31 mars 2020). Cela permet de s 'assurer d 'une continuité d 'une année à l 'autre dans les données rapportées sur les prestations régulières et de faire des comparaisons annuelles cohérentes entre l 'EF1920 et les exercices financiers précédents. Les prestataires admissibles qui avaient fait une demande de prestations d'assurance-emploi et dont la demande n 'avait pas été traitée au 15 mars 2020 n 'avaient pas à refaire une demande de PCU et sont inclus dans les données d'assurance-emploi présentées dans cette section. Par ailleurs, les résultats sur les montants de prestations payés portent sur la période entière du 1er avril 2019 au 31 mars 2020.

Pour être admissibles aux prestations régulières d'assurance-emploi, les chômeurs doivent satisfaire à 3 critères d 'admissibilité :

• le prestataire doit avoir eu un emploi assurable et versé des cotisations d'assurance-emploi au cours de leur période de référence (définie comme les 52 semaines précédentes ou depuis l'établissement de sa dernière demande, période la plus courte étant retenue);
• avoir un motif de cessation d'emploi valable selon la Loi sur l'assurance-emploi;
• avoir travaillé un nombre minimum d'heures d 'emploi assurable (allant de 420 à 700 heures, selon le taux de chômage de la région économique de l'assurance-emploi où le prestataire réside au moment de la demande) pendant la période de référence.

En plus de répondre à ces 3 critères d'admissibilité, les prestataires doivent également être disponibles et rechercher activement un emploi convenable en recevant des prestations^{Note de bas de page 11}.

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

Le nombre de nouvelles demandes de prestations régulières d'assurance-emploi a augmenté de 5,8 %, passant de 1,29 million de demandes au cours de l 'EF1819 à 1,37 million de demandes au cours de l 'EF1920. Cela est une augmentation du nombre de nouvelles demandes après avoir diminué au cours des 3 dernières années consécutives (voir le graphique 5). Cette augmentation au cours de l 'EF1920 était principalement attribuable aux augmentations en Ontario (+30 300 demandes), Québec (+16 000 demandes), Colombie-Britannique (+14 900 demandes) et l 'Alberta (+13 500 demandes).

Le montant total de prestations régulières d'assurance-emploi versées a augmenté de 3,7 % passant de 10,7 milliards de dollars durant l 'EF1819 à 11,1 milliards de dollars durant l 'EF1920. Cela marque une augmentation du montant total versé après avoir diminué au cours des 2 dernières années consécutives (voir le graphique 5). L'augmentation est en partie attribuable au projet pilote qui a fourni des semaines supplémentaires de prestations régulières d'assurance-emploi aux prestataires saisonniers dans 13 régions économiques de l'assurance-emploi^{Note de bas de page 12}

Description textuelle du graphique 5

Exercice financier	EF1011	EF1112	EF1213	EF1314	EF1415	EF1516	EF1617	EF1718	EF1819	EF1920
Nouvelles demandes de prestations établies (en millions) (axe de gauche)	1,40	1,42	1,36	1,33	1,34	1,43	1,32	1,3	1,29	1,37
Montants versés (en milliards de dollars) (axe de droite)	12,8 $	11,1 $	10,5 $	10,4 $	10,6 $	12,1 $	12,7 $	12,6 $	10,7 $	11,1 $

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

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, ainsi que des initiatives comme des projets pilotes. En effet, en période de croissance économique et de bonnes conditions du marché du travail, moins de demandes de prestations régulières d'assurance-emploi sont établies, alors que la situation inverse est constatée en période de stagnation économique et de conditions défavorables du marché du travail. Cela est évident dans le graphique 5, au cours de la dernière décennie, le nombre de nouvelles demandes établies était le plus élevé à 1,43 million durant l 'EF1516 après le ralentissement économique dû à la baisse des prix des produits de base. Des augmentations similaires du nombre de nouvelles demandes ont été observées après la récession de l'EF0809. Comme indiqué au chapitre I, l'économie canadienne a connu un ralentissement de la croissance au cours de l 'EF1920, le PIB ayant augmenté de 1,4 % par rapport à l'année précédente. Pour la période du 1 avril 2019 au 29 février 2020^{Note de bas de page 13}, la population active a augmenté de 1,9 % et le taux de chômage a diminué de 0,2 point de pourcentage par rapport à l'exercice précédent. Malgré les conditions économiques et du marché du travail globalement favorables observées pendant la majeure partie de l 'années durant l 'EF1920, l'augmentation du nombre de demandes régulières d'assurance-emploi s'est produite principalement au dernier quart de l'année, attribuable à la hausse des taux de chômage en février 2020^{Note de bas de page 14}. De plus, un nombre particulièrement élevé de demandes a également été établi au cours des 2 premières semaines de mars 2020 (c'est-à-dire la période de mars 2020 pour laquelle des données sur les prestations régulières d'assurance-emploi sont incluses dans ce rapport), reflétant probablement l'effet de la pandémie COVID-19 avant l 'entrée en vigueur de la PCU le 15 mars 2020^{Note de bas de page 15}.

Au cours de l 'EF1920, une moyenne de 459 900 prestataires ont reçu des prestations régulières d'assurance-emploi chaque mois, comparativement à 453 400 (+1,4 %) au cours de l 'exercice précédent^{Note de bas de page 16}. 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. Pour illustrer cela, supposons qu'il y ait une augmentation du nombre de demandes établies pour les prestations régulières d'assurance-emploi après un choc économique. Le nombre de prestataires augmentera suite à l'augmentation des demandes. Cependant, le nombre de prestataires peut encore rester élevé même après que le volume des nouvelles demandes se soit calmé une fois que les conditions du marché du travail s'améliorent, car les paiements continuent d'être effectués sur des demandes déjà établies jusqu'à ce que les prestations soient épuisées ou que les demandeurs aient trouvé un emploi. Au cours de l 'EF1920, le nombre de prestataires a diminué par rapport à l'année précédente, malgré l'augmentation du nombre de demandes établies au cours de cette période. L'effet de l'augmentation du nombre de demandes établies se reflétera probablement sur le nombre de prestataires au cours de la prochaine période.

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, le nombre de nouvelles demandes établies pour des prestations régulières d'assurance-emploi a augmenté dans toutes les provinces, sauf à Terre-Neuve-et-Labrador (-5,5 %) et à l'Île-du-Prince-Édouard (-4,4 %) au cours de l'EF1920 par rapport à l'année précédente. Le nombre de demandes établies a légèrement augmenté au Yukon (+2,4 %), alors qu'il a diminué dans les 2 autres territoires au cours de cette période. Parmi les provinces et les territoires, les changements relatifs les plus importants dans le nombre de demandes au cours de l 'EF1920 ont été observés au Nunavut (-14,4 %) et en Colombie-Britannique (+12,4 %).

Le montant total versé en prestations régulières d 'a.-e a augmenté dans toutes les provinces, à l'exception de Terre-Neuve-et-Labrador (-5,0 %), de l'Île-du-Prince-Édouard (-3,0 %) et de la Nouvelle-Écosse (-1,1 %), et est demeuré relativement inchangé au Manitoba (-0,1 %). Le Yukon et le Nunavut ont tous 2 enregistré une augmentation du montant total versé (+2,7 % et 4,0%, respectivement), alors qu'il a diminué dans les Territoires du Nord-Ouest (-8,7 %) (consulter le graphique 6). À l'instar des années précédentes, l'Ontario et le Québec ont continué de représenter plus de la moitié (58,1 %) du total des demandes établies et un peu plus de la moitié (50,9 %) du montant total versé au cours de la période de référence.

Description textuelle du graphique 6

Province ou territoire	Variation en pourcentage du nombre de demandes établies	Variation en pourcentage des montants versés
Colombie-Britannique	12,4 %	8,1 %
Alberta	10,6 %	1,7 %
Saskatchewan	8,6 %	3,3 %
Manitoba	0,7 %	-0,1 %
Ontario	8,3 %	8,5 %
Québec	4,2 %	1,7 %
Nouveau-Brunswick	0,6 %	7,6 %
Nouvelle-Écosse	0,5 %	-1,1 %
Île du-Prince-Édouard	-4,4 %	-3,0 %
Terre-Neuve et Labrador	-5,5 %	-5,0 %
Yukon	2,4 %	2,7 %
Territoires du nord-ouest	-3,8 %	-8,7 %
Nunavut	-14,4 %	4,0 %

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

Le tableau 6 indique le nombre de nouvelles demandes de prestations régulières d'assurance-emploi établies et le montant versé selon le sexe et le groupe d 'âge. Le nombre de nouvelles demandes établies par les hommes et les femmes ont augmenté pendant cette période. Comme les années précédentes, les hommes représentaient environ 3 demandes sur 5 (60,8 %) au cours de la période de référence. Le montant total versé aux hommes et aux femmes a connu des augmentations relatives similaires durant l 'EF1920 par rapport à l'année précédente (+3,9 % et +3,2 %, respectivement). Au cours de l 'EF1920, les hommes représentaient près des deux tiers (66,4 %) du montant total payé en prestations régulières d'assurance-emploi. Cette part est restée relativement stable ces dernières années.

Le nombre de nouvelles demandes et le montant total payé ont augmenté au cours de l 'EF1920 par rapport à l'année précédente dans tous les groupes d'âge. Les prestataires âgés de moins de 25 ans ont affiché la plus forte augmentation (+8,0 %) du nombre de demandes. Pour ce qui est du montant total versé, les prestataires âgés de plus de 54 ans ont enregistré la plus forte augmentation (+6,0 %) durant l 'EF1920 par rapport à l 'EF1819. À l'instar des années précédentes, les prestataires âgés de 25 à 44 ans ont continué de représenter la plus grande part des nouvelles demandes (44,1 %) et du montant total versé (43,2 %) au cours de l 'EF1920, tandis que les plus petites parts étaient des prestataires des moins de 25 ans (9,0 % des demandes et 8,5 % du montant versé).

Tableau 6 – Demandes de prestations régulières d'assurance-emploi et montant versé selon le sexe et l 'âge, Canada, EF1819 à EF1920

Catégorie	Nombre de demandes de prestations EF1819	Nombre de demandes de prestations EF1920	Nombre de demandes de prestations Variation (%)	Montant versé (en millions de dollars) EF1819	Montant versé (en millions de dollars) EF1920	Montant versé (en millions de dollars) Variation (%)
Hommes	791 220	830 770	+5,0 %	7 072,5 $	7 348,8 $	+3,9 %
Femmes	501 490	536 310	+6,9 %	3 601,3 $	3 715,6 $	+3,2 %
24 ans et moins	113 780	122 860	+8,0 %	922,7 $	939,3 $	+1,8 %
25 à 44 ans	568 800	603 290	+6,1 %	4 585,2 $	4 783,1 $	+4,3 %
45 à 54 ans	278 900	286 640	+2,8 %	2 335,9 $	2 342,4 $	+0,3 %
55 ans et plus	331 230	354 290	+7,0 %	2 830,0 $	2 999,6 $	+6,0 %
Canada	1 292 710	1 367 080	+5,8 %	10 673,8 $	11 064,4 $	+3,7 %

• Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués. Les variations en pourcentage sont basées sur des chiffres non arrondis. Comprend toutes les demandes pour lesquelles au moins 1 $ en prestations régulières de l'assurance-emploi a été versé.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Une 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 21,6 % de la population active au cours de l 'EF1920, en hausse comparativement à 16,1 % au cours de l 'EF0910, une augmentation de 5,5 points de pourcentage au cours de la dernière décennie.

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'assurance-emploi établies et le montant total versé par catégorie de prestataires d'assurance-emploi^{Note de bas de page 20}. Au cours de l 'EF1920, le nombre de nouvelles demandes établies par les travailleurs de longue date a connu la plus forte augmentation relative (+15,6 %) par rapport à l 'année précédente, tandis que le montant qui leur a été versé a connu une augmentation modérée (+2,1 %) au cours de cette période. L'augmentation du nombre de nouvelles demandes établies par les prestataires occasionnels (+5,4 %) était proportionnelle à l'augmentation du montant total qui leur était versé en prestations régulières d'assurance-emploi (+4,4 %). Cependant, le nombre de nouvelles demandes établies par les prestataires fréquents a diminué de 3,3 % durant l 'EF1920 par rapport à l'année précédente, mais le montant total qui leur a été versé a augmenté de 3,6 % au cours de cette période. Cela est probablement dû au projet pilote lancé en août 2018 qui a fourni des semaines supplémentaires de prestations régulières d'assurance-emploi aux prestataires saisonniers admissibles dans 13 régions économiques de l'assurance-emploi, dont une grande partie peut également être considérée comme des prestataires fréquents^{Note de bas de page 21}.

Au cours de l'année, les travailleurs de longue date et les prestataires occasionnels ont bénéficié proportionnellement moins de leur part dans le nombre total de demandes et le montant total versé. Les travailleurs de longue date représentaient 24,9 % de toutes les nouvelles demandes établies alors qu'ils recevaient 22,8 % du montant total versé. Les prestataires occasionnels représentaient 54,0 % de toutes les nouvelles demandes établies au cours de l 'EF1920, mais ont reçu 51,9 % du montant total versé. Les prestataires fréquents, par contre, en ont profité proportionnellement plus, puisqu'ils représentaient 21,0 % du total des nouvelles demandes au cours de l 'EF1920 et ont reçu 25,3 % du montant total versé en prestations régulières d'assurance-emploi.

Tableau 9 : Demandes de prestations régulières d'assurance-emploi et montant versé selon la catégorie de prestataires*, Canada, EF1819 à EF1920

Catégorie de prestataires	Nombre de demandes de prestations (part en pourcentage de toutes les demandes de prestations régulières d’assurance-emploi) EF1819	Nombre de demandes de prestations (part en pourcentage de toutes les demandes de prestations régulières d’assurance-emploi) EF1920	Nombre de demandes de prestations (part en pourcentage de toutes les demandes de prestations régulières d’assurance-emploi) Variation (%)	Montant versé (en millions de dollars) (part en pourcentage du montant total versé en prestations régulières d’assurance-emploi) EF1819	Montant versé (en millions de dollars) (part en pourcentage du montant total versé en prestations régulières d’assurance-emploi) EF1920	Montant versé (en millions de dollars) (part en pourcentage du montant total versé en prestations régulières d’assurance-emploi) Variation (%)
Travailleurs de longue date	294 820 (22,8 %)	340 900 (24,9 %)	+15,6 %	2 467,4 (23,1 %)	2 518,1 (22,8 %)	+2,1 %
Prestataires occasionnels	700 580 (54,2 %)	738 600 (54,0 %)	+5,4 %	5 505,2 (51,6 %)	5 746,6 (51,9 %)	+4,4 %
Prestataires fréquents	297 310 (23,0 %)	287 580 (21,0 %)	-3,3 %	2 701,2 (25,3 %)	2 799,7 (25,3 %)	+3,6 %
Canada	1 292 710 (100,0 %)	1 367 080 (100,0 %)	+5,8 %	10 673,8 (100,0 %)	11 064,4 (100,0 %)	+3,7 %

• Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués. Les variations en pourcentage sont basées sur des chiffres non arrondis. Comprend toutes les demandes pour lesquelles au moins 1 $ en prestations régulières d'assurance-emploi a été versé.
• * Consulter l 'annexe 2.1 pour connaître la définition des catégories de prestataires d'assurance-emploi dont il est question dans ce tableau.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Les graphiques 7 et 8 illustrent la part des nouvelles demandes établies et la part du montant total versé par les catégories de prestataires au cours de la dernière décennie. Au cours de cette période, la part des demandes établies par les prestataires occasionnels a varié entre 51,8 % durant l 'EF1112 et 57,8 % durant l 'EF1415. La part des demandes établies par les travailleurs de longue date a connu une certaine variation au cours de la dernière décennie, tandis que la part des prestataires fréquents est demeurée relativement inchangée.

Description textuelle du graphique 7

Exercice financier	EF1011	EF1112	EF1213	EF1314	EF1415	EF1516	EF1617	EF1718	EF1819	EF1920
Travailleurs de longue date	24,0 %	25,6 %	23,3 %	21,5 %	19,5 %	26,6 %	24,9 %	23,9 %	22,8 %	24,9 %
Prestataires occasionnels	53,9 %	51,8 %	53,1 %	55,1 %	57,8 %	51,9 %	53,5 %	53,8 %	54,2 %	54,0 %
Prestataires fréquents	22,1 %	22,6 %	23,6 %	23,4 %	22,7 %	21,5 %	21,6 %	22,3 %	23,0 %	21,0 %

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

La part versée aux prestataires occasionnels a connu une tendance à la hausse au cours de la dernière décennie. La part versée aux travailleurs de longue date a affiché une tendance à la baisse au cours de cette période.

Description textuelle du graphique 8

Exercice financier	EF1011	EF1112	EF1213	EF1314	EF1415	EF1516	EF1617	EF1718	EF1819	EF1920
Travailleurs de longue date	34,6 %	28,4 %	26,0 %	22,9 %	20,2 %	25,9 %	29,1 %	26,5 %	23,1 %	22,8 %
Prestataires occasionnels	44,5 %	46,6 %	47,4 %	50,9 %	54,1 %	50,5 %	49,1 %	49,6 %	51,6 %	51,9 %
Prestataires fréquents	20,9 %	25,0 %	26,6 %	26,2 %	25,7 %	23,6 %	21,9 %	23,9 %	25,3 %	25,3 %

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

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

Le nombre d 'heures requises dépend du taux de chômage dans la région économique de l'assurance-emploi 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'assurance-emploi est élevé (consulter l'annexe 2.2 pour la ventilation complète). La sous-section 2.2.2 traite en détail de l 'admissibilité et de l 'accès aux prestations régulières d'assurance-emploi.

Norme variable d 'admissibilité

Pour être admissible aux prestations régulières d'assurance-emploi, un travailleur doit accumuler un minimum entre 420 et 700 heures d 'emploi assurable au cours de la période de référence selon le taux de chômage régional applicable où il réside. Comme il est indiqué ci-dessous, un taux de chômage régional plus élevé correspond à un nombre d 'heures d 'emploi assurable requis moins élevé.

Taux de chômage régional de l’assurance-emploi	Norme variable d’admissibilité
6,0 % et moins	700 heures
6,1 % à 7,0 %	665 heures
7,1 % à 8,0 %	630 heures
8,1 % à 9,0 %	595 heures
9,1 % à 10,0 %	560 heures
10,1 % à 11,0 %	525 heures
11,1 % à 12,0 %	490 heures
12,1 % à 13,0 %	455 heures
Plus de 13,0 %	420 heures

Le tableau 10 présente la répartition des demandes de prestations régulières d'assurance-emploi pour les 5 dernières années selon le nombre d 'heures d 'emploi assurable utilisé pour se qualifier aux prestations régulières d'assurance-emploi. Au cours de l 'EF1920, les prestataires qui ont accumulé plus de 1 820 heures d 'emploi assurable représentaient la plus grande part du total des nouvelles demandes de prestations régulières d'assurance-emploi. Le nombre de demandes dans cette catégorie a augmenté de 15,0 % au cours de l 'EF1920 par rapport à l'année précédente, tandis que sa part dans le total des demandes de prestations régulières d'assurance-emploi a augmenté de 2,2 points de pourcentage pendant cette période. Les prestataires comptant moins de 700 heures d'emploi assurable représentaient la part la plus faible (3,8 %) du total des demandes de prestations régulières d'assurance-emploi. Au cours des 5 dernières années, les parts des catégories dans le total des demandes de prestations régulières d'assurance-emploi sont demeurées relativement stables, comme le montre le tableau 10.

Tableau 10 – Nombre et proportion des demandes de prestations régulières d'assurance-emploi selon le nombre d 'heures d 'emploi assurable, Canada, EF1516 à EF1920

Nombre d’heures d’emploi assurable au cours de la période de référence	EF1516	EF1617	EF1718	EF1819	EF1920	Variation (%) EF1819 to EF1920
Moins de 700 heures	67 170 (4,7 %)	76 340 (5,8 %)	66 150 (5,1 %)	60 150 (4,7 %)	52 630 (3,8 %)	-12,5 %
700 à 979 heures	207 610 (14,5 %)	216 650 (16,4 %)	215 600 (16,6 %)	212 640 (16,4 %)	213 380 (15,6 %)	+0,3 %
980 à 1 259 heures	264 500 (18,5 %)	242 610 (18,4 %)	234 850 (18,1 %)	239 650 (18,5 %)	243 580 (17,8 %)	+1,6 %
1 260 à 1 539 heures	260 870 (18,2 %)	239 030 (18,1 %)	239 600 (18,4 %)	243 490 (18,8 %)	254 120 (18,6 %)	+4,4 %
1 540 à 1 819 heures	235 120 (16,4 %)	207 440 (15,7 %)	211 880 (16,3 %)	213 480 (16,5 %)	231 540 (16,9 %)	+8,5 %
1 820 heures et plus	395 820 (27,7 %)	339 060 (25,7 %)	331 630 (25,5 %)	323 300 (25,0 %)	371 830 (27,2 %)	+15,0 %
Canada	1 431 090 (100,0 %)	1 321 130 (100,0 %)	1 299 710 (100,0 %)	1 292 710 (100,0 %)	1 367 080 (100,0 %)	+5,8 %

• Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués. Comprend toutes les demandes pour lesquelles au moins 1 $ en pretsations régulières de l'assurance-emploi a été versé.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Le graphique 9 présente le nombre moyen d 'heures d 'emploi assurable par demande de prestations régulières d'assurance-emploi dans la dernière décennie selon le sexe. Au Canada, au cours de l 'exercice financier examiné, les prestataires avaient accumulé une moyenne de 1 394 heures d 'emploi assurable au cours de leur période de référence, en hausse par rapport aux 1 371 heures pour l 'EF1819. Parmi les prestataires qui reçoivent des prestations régulières d'assurance-emploi, le nombre moyen d'heures d'emploi assurable accumulées par les demandes établies par les hommes est généralement plus élevé que celui établi par les femmes. Cela peut être attribuable au 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. Au cours de l 'EF1920, les hommes avaient en moyenne 70 heures d 'emploi assurable de plus que les femmes. 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.

Description textuelle du graphique 9

Genre	EF1011	EF1112	EF1213	EF1314	EF1415	EF1516	EF1617	EF1718	EF1819	EF1920
Hommes	1 358	1 377	1 393	1 400	1 406	1 418	1 385	1 392	1 395	1 422
Femmes	1 309	1 315	1 328	1 338	1 342	1 353	1 328	1 333	1 332	1 352
Canada	1 338	1 352	1 367	1 376	1 381	1 393	1 363	1 369	1 371	1 394

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

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. 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. 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 (1 147 heures), suivie des Territoires-du-Nord-Ouest (1 215 heures) et du Nunavut (1 218 heures). La moyenne d 'heures d 'emploi assurable par demande la plus élevée au cours de l 'EF1920 a été observée en Ontario (1 457 heures), suivie de l 'Alberta (1 453 heures) et de la Colombie-Britannique (1 422 heures).

Le nombre moyen d'heures d'emploi assurable varie également selon les groupes d'âge. Au cours de l 'EF1920, 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 (1 430 heures), suivis de ceux âgés de 45 à 54 ans (1 422 heures). Par contre, les prestataires plus âgés (c.-à-d. les 55 ans et plus) avaient accumulé le plus petit nombre d 'heures d 'emploi assurable (1 329 heures) pendant l 'EF1920, suivis de près par les jeunes prestataires âgés de 25 ans et moins (1 340 heures). Cela pourrait s'expliquer par la surreprésentation des personnes de ces 2 groupes d'âge dans l'emploi à temps partiel et saisonnier^{Note de bas de page 22}, qui les amène à accumuler moins d'heures d'emploi assurable en moyenne par rapport à celles des autres groupes d'âge.

Le tableau 11 présente le nombre et la répartition des demandes de prestations régulières d'assurance-emploi établies au cours des 5 dernières années, ainsi que la population active et la population au chômage selon le taux de chômage régional au cours de l'exercice de référence. Au cours de l 'EF1920, les régions économiques de l'assurance-emploi où le taux de chômage se situait entre 0,1 % et 6 % représentaient environ la moitié (50,1 %) de toutes les demandes de prestations régulières d'assurance-emploi établies. La part des demandes établies dans ces régions a considérablement augmenté au cours des 5 dernières années en raison de la diminution constante du taux de chômage dans le pays pendant cette période. Ces régions représentaient également plus de la moitié (52,2 %) de la population totale de chômeurs et 63,1 % de la population active totale au cours de l 'EF1920. En revanche, la part des demandes de prestations régulières d'assurance-emploi établies dans les régions économiques de l'assurance-emploi où le taux de chômage est élevé (par exemple, 14,1 % et plus) a diminué au cours des 5 dernières années.

Tableau 11 – Nombre et proportion des demandes de prestations régulières d'assurance-emploi selon le taux de chômage régional*, Canada, EF1516 à EF1920

Taux de chômage	Demandes de prestations régulières d’assurance-emploi établies (en milliers) (part en pourcentage de toutes les demandes de prestations) EF1516	Demandes de prestations régulières d’assurance-emploi établies (en milliers) (part en pourcentage de toutes les demandes de prestations) EF1617	Demandes de prestations régulières d’assurance-emploi établies (en milliers) (part en pourcentage de toutes les demandes de prestations) EF1718	Demandes de prestations régulières d’assurance-emploi établies (en milliers) (part en pourcentage de toutes les demandes de prestations) EF1819	Demandes de prestations régulières d’assurance-emploi établies (en milliers) (part en pourcentage de toutes les demandes de prestations) EF1920	Population active (en milliers) (part en % de la population active) EF1920	Nombre de chômeurs (en milliers) (part en % des chômeurs) EF1920
0,1 % à 6,0 %	218,0 (15,2 %)	171,4 (13,0 %)	384,2 (29,6 %)	411,2 (31,8 %)	685,1 (50,1 %)	12 655,7 (61,9 %)	667,4 (51,1 %)
6,1 % à 7,0 %	363,7 (25,4 %)	363,2 (27,5 %)	425,6 (32,7 %)	479,0 (37,1 %)	284,2 (20,8 %)	3 751,7 (18,4 %)	248,2 (19,0 %)
7,1 % à 8,0 %	279,0 (19,5 %)	299,0 (22,6 %)	134,8 (10,4 %)	129,4 (10,0 %)	134,7 (9,9 %)	2 353,2 (11,5 %)	179,5 (13,7 %)
8,1 % à 9,0 %	216,3 (15,1 %)	169,3 (12,8 %)	110,9 (8,5 %)	40,8 (3,2 %)	35,0 (2,6 %)	454,6 (2,2 %)	40,0 (3,1 %)
9,1 % à 10,0 %	75,7 (5,3 %)	65,5 (5,0 %)	31,7 (2,4 %)	13,9 (1,1 %)	9,6 (0,7 %)	56,6 (0,3 %)	5,3 (0,4 %)
10,1 % à 11,0 %	50,4 (3,5 %)	35,4 (2,7 %)	8,0 (0,6 %)	37,0 (2,9 %)	28,7 (2,1 %)	333,8 (1,6 %)	36,0 (2,8 %)
11,1 % à 12,0 %	16,7 (1,2 %)	21,4 (1,6 %)	60,1 (4,6 %)	49,0 (3,8 %)	34,8 (2,5 %)	242,7 (1,2 %)	27,7 (2,1 %)
12,1 % à 13,0 %	43,9 (3,1 %)	35,3 (2,7 %)	13,4 (1,0 %)	4,1 (0,3 %)	23,8 (1,7 %)	92,1 (0,5 %)	11,3 (0,9 %)
13,1 % à 14,0 %	16,9 (1,2 %)	11,4 (0,9 %)	28,2 (2,2 %)	7,0 (0,5 %)	47,4 (3,5 %)	116,9 (0,6 %)	15,9 (1,2 %)
14,1 % à 15,0 %	23,7 (1,7 %)	38,2 (2,9 %)	24,0 (1,8 %)	17,9 (1,4 %)	9,0 (0,7 %)	32,1 (0,2 %)	4,7 (0,4 %)
15,1 % à 16,0 %	32,0 (2,2 %)	25,4 (1,9 %)	10,3 (0,8 %)	25,0 (1,9 %)	14,5 (1,1 %)	61,0 (0,3 %)	9,5 (0,7 %)
16,0 % ou plus	94,8 (6,6 %)	85,8 (6,5 %)	68,6 (5,3 %)	78,6 (6,1 %)	60,4 (4,4 %)	281,0 (1,4 %)	60,3 (4,6 %)
Canada	1 431,1 (100,0 %)	1 321,1 (100,0 %)	1 299,7 (100,0 %)	1 292,7 (100,0 %)	1 367,1 (100,0 %)	20 431,3 (100,0 %)	1 305,8 (100,0 %)

• Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués. Comprend toutes les demandes pour lesquelles au moins 1 $ en prestations régulières de l'assurance-emploi a été versé.
• * Les taux de chômage utilisés pour le régime d'assurance-emploi s 'appuient sur une moyenne mobile des taux de chômage désaisonnalisés produits par Statistique Canada, conformément à l 'article 17 du Règlement sur l'assurance-emploi.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi et Statistique Canada, tabulations spéciales de l 'Enquête sur la population active. Les données de l'assurance-emploi reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Utilisation de plusieurs relevés d 'emploi (RE)* pour établir les demandes de prestations régulières d'assurance-emploi

L 'introduction du système d'assurance-emploi en 1996 a reconnu toutes les heures d 'emploi assurable à partir de la première heure, passant de l 'ancien système d 'assurance-chômage qui reposait sur des semaines travaillées qui excluaient les semaines de moins de 15 heures de travail. Ce changement a permis aux travailleurs de combiner plusieurs RE pour établir des demandes de prestations d'assurance-emploi, en reconnaissant la variété des régimes de travail et les tendances à la hausse des formes d 'emploi atypiques (y compris le cumul d 'emplois).

Une étude ministérielle récente** a examiné les profils sociodémographiques des prestataires de prestations régulières d'assurance-emploi qui utilisaient plusieurs RE par rapport à ceux qui utilisaient un seul RE pour établir leurs demandes. Au cours de la période de 2000 à 2018, l 'étude a révélé qu 'en moyenne, 35,8 % des demandes de prestations régulières annuelles étaient établies à l 'aide de plusieurs RE. Les hommes, les jeunes travailleurs âgés de 15 à 24 ans, les chômeurs du secteur de la construction et les prestataires qui travaillaient pendant leur période de prestations étaient plus susceptibles d 'établir des demandes de prestations régulières d'assurance-emploi avec plusieurs RE. L 'incidence des demandes de prestations avec plusieurs RE était plus élevée dans la plupart des régions de l 'est du Canada (Terre-Neuve-et-Labrador, Nouveau-Brunswick et Île-du-Prince-Édouard), au Québec et au Manitoba par rapport aux autres régions du pays. En moyenne, les demandes associées à plusieurs RE ont reçu 16 semaines de prestations régulières d'assurance-emploi, comparativement à 18 semaines pour celles associées à un seul RE.

L 'étude a également porté sur les prestataires ayant plusieurs RE qui avaient un seul emploi et ceux qui avaient plusieurs emplois***. La majorité (environ 70 %) des demandes associées à plusieurs RE provenaient de prestataires qui occupaient plusieurs emplois, qui étaient plus susceptibles d 'être occupés séquentiellement (56 %) que simultanément (44 %). Le taux d 'incidence d 'occupation d 'emplois simultanément était plus élevé chez les femmes, les jeunes travailleurs âgés de 15 à 24 ans et les travailleurs des secteurs gouvernementaux et des services sociaux.

• * Un relevé d'emploi est un formulaire rempli par l'employeur lorsqu'un employé cesse de travailler. Il contient des renseignements sur les antécédents professionnels et est le document le plus important utilisé par les employés pour demander des prestations d'assurance-emploi.
• ** EDSC, Tendances de l'utilisation de plusieurs relevés d'emploi pour établir les demandes d‘assurance-emploi (Ottawa: EDSC, Direction de l 'évaluation, 2021).
• *** Dans ce contexte, les titulaires d'emplois multiples sont ceux qui travaillent pour plus d'un employeur au cours de leur période d'admissibilité aux prestations régulières d'assurance-emploi.

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'assurance-emploi :

• le prestataire doit avoir eu un emploi assurable et avoir cotisé à l'assurance-emploi 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. Les résultats proviennent de l 'Enquête sur la couverture de l'assurance-emploi (ECAE)^{Note de bas de page 26} publiée annuellement par Statistique Canada. L 'enquête présente des statistiques sur les cotisants et les non-cotisants au régime de l'assurance-emploi parmi les chômeurs, de même que sur les bénéficiaires admissibles et les personnes qui ne sont pas admissibles aux prestations régulières d'assurance-emploi. De plus, l 'ECAE fournit des renseignements sur le recours aux prestations de maternité et aux prestations parentales au Canada (consulter la sous-section 2.6.2).

Le graphique 10 illustre la distribution de la population de chômeurs canadiens en 2019 selon les critères d 'admissibilité aux prestations régulières d'assurance-emploi. Il montre qu 'il y avait en moyenne 1 088 700 chômeurs par mois au Canada en 2019. Parmi ces individus, 419 100 (38,5 %) n 'ont pas cotisé au régime d'assurance-emploi 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, 669 600 (61,5 %) de tous les chômeurs ont versé des cotisations d'assurance-emploi dans les 12 mois précédant leur épisode de chômage en 2019, et étaient par conséquent couverts par le régime d'assurance-emploi.

Parmi la population totale de chômeurs, 14,2 % n'étaient pas admissibles aux prestations d'assurance-emploi parce qu'ils avaient des motifs de cessation d 'emploi non valables, bien qu'ils aient payé des cotisations d'assurance-emploi. Parmi ces personnes, certaines ont quitté leur emploi pour aller à l'école tandis que d'autres ont quitté pour d'autres raisons. Le nombre de chômeurs inadmissibles aux prestations régulières d' assurance-emploi pour avoir quitté leur emploi pour aller à l'école a chuté de près de la moitié (47,5 %) de 2018 à 2019, probablement en raison de la solide performance continue du marché du travail en 2019^{Note de bas de page 27}. Les 515 400 chômeurs restants (47,3 % du total des chômeurs) avaient payé des cotisations à l'assurance-emploi et avaient une raison valable de cesser leur emploi. Cependant, certains d'entre eux (8,3 % du total des chômeurs) n'ont pas accumulé suffisamment d'heures d'emploi assurable au cours de leur période de référence. Les autres (39,0 % du nombre total de chômeurs) avaient suffisamment d'heures d'emploi assurable au cours de leur période de référence et étaient admissibles aux prestations régulières d'assurance-emploi, car ils répondaient aux 3 critères d'admissibilité du régime d'assurance-emploi.

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'assurance-emploi 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 n 'avaient pas demandé ou reçu de prestations pour des raisons inconnues;
• ils avaient déjà épuisé leurs prestations;
• ils recevaient des prestations d'assurance-emploi autres que des prestations régulières.

Description textuelle du graphique 10

(C) Nombre total de chômeurs: 1 088 700  (100 %)	Description
(A) Chômeurs qui n’ont pas versé de cotisations : 419 100 (38,5 %)	A1 — N'ont pas travaillé dans les 12 mois précédents ou n'ont jamais travaillé: 353 500 (32,5 %) A2 — Travailleurs autonomes ou travailleurs familiaux non rémunérés: 65 600 (6,0 %)
(B) Chômeurs qui ont versé des cotisations mais avec un motif de cessation d’emploi non valable: 154 200 (14,2 %)	B1 — Ont quitté leur emploi sans motif valable - autres raisons: 107 400 (9,9 %) B2 — Ont quitté leur emploi sans motif valable - pour poursuivre des études: 46 800 (4,3 %)
(C) Chômeurs potentiellement admissibles mais avec un nombre insuffisant d’heures d’emploi assurable : 90 500 (8,3 %)	C1 — N'ont pas accumulé suffisamment d'heures d'emploi assurable:  90 500 (8,3 %)
(D) Chômeurs admissibles à des prestations régulières d’assurance-emploi avec un nombre suffisant d’heures d’emploi assurable: 424 900 (39,0 %)	D1 — Reçoivent des prestations régulières d’assurance-emploi : 295 000 (27,1 %) D2 — Prestations temporairement interrompues ou attendent de recevoir des prestations: 45 500 (4,2 %) D3 — N'ont pas demandé ou reçu de prestations pour des raisons inconnues: 36 900 (3,4 %) D4 — Ont épuisé leurs prestations d'assurance-emploi au cours des 12 derniers mois: 37 000 (3,4 %) D5 — Reçoivent des prestations non-régulières d‘assurance-emploi: 10 500 (1,0 %)

• Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués.
• * Les estimations pour l'année sont basées sur des moyennes mensuelles.
• ^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, 2019.

Le graphique 11 montre la répartition de la population sans emploi au Canada au cours des 10 dernières années en termes d'admissibilité aux prestations régulières d'assurance-emploi. En général, la proportion de chômeurs qui satisfont aux 3 critères d'admissibilité aux prestations régulières d'assurance-emploi augmente à la suite de perturbations économiques ou sur le marché du travail; par exemple, la récession de l 'EF0809 et la baisse des prix des produits de base en 2015. En revanche, pendant les périodes de conditions économiques et de marché du travail solides avec de faibles taux de chômage, une proportion plus faible de chômeurs est admissible aux prestations régulières d'assurance-emploi car elles besoin d'un plus grand nombre d'heures d'emploi assurable pour être admissible. Cela explique la troisième baisse annuelle consécutive de la proportion de chômeurs ayant suffisamment d'heures d'emploi assurable (consulter le graphique 11).

Description textuelle du graphique 11

Catégorie	2009	2010	2011	2012	2013	2014	2015	2016	2017	2018	2019
(A) Chômeurs qui n'ont pas versé de cotisations	29,7 %	35,3 %	35,5 %	38,3 %	37,5 %	39,0 %	34,7 %	34,7 %	37,0 %	36,1 %	38,5 %
(B) Chômeurs qui ont versé des cotisations mais avec un motif de cessation d’emploi non valable	12,5 %	11,8 %	12,7 %	13,7 %	14,9 %	14,9 %	12,4 %	11,9 %	12,0 %	15,8 %	14,2 %
(C) Chômeurs potentiellement admissibles mais avec un nombre insuffisant d'heures d'emploi assurable	8,0 %	8,5 %	11,2 %	8,7 %	6,7 %	7,8 %	9,1 %	7,8 %	8,0 %	6,1 %	8,3 %
(D) Chômeurs admissibles avec un nombre suffisant d'heures d'emploi assurable	49,8 %	44,4 %	40,5 %	39,3 %	40,8 %	38,3 %	43,8 %	45,6 %	43,0 %	42,1 %	39,0 %

• Source : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l 'assurance emploi, 2009 à 2019.

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'assurance-emploi qui est mesuré par le nombre de chômeurs qui ont cotisé à l'assurance-emploi — 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 2019, le taux de couverture était de 61,5 % une légère baisse comparativement à 63,9 % en 2018.

Les taux de couverture de l'assurance-emploi 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'assurance-emploi parmi tous les chômeurs. Au cours de la dernière décennie, les taux de couverture ont atteint des sommets en 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. Le taux de couverture a diminué de 2,4 points de pourcentage pour s'établir à 61,5 % en 2019 par rapport à l'année précédente, dans la variation observée entre 2012 et 2014, juste avant le ralentissement économique de 2015 (consulter le graphique 12).

Description textuelle du graphique 12

Année	2009	2010	2011	2012	2013	2014	2015	2016	2017	2018	2019
Taux de couverture des prestations régulières d’assurance-emploi	70,3 %	64,7 %	64,5 %	61,7 %	62,5 %	61,0 %	65,3 %	65,3 %	63,0 %	63,9 %	61,5 %

• Source : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l 'assurance emploi, 2009 à 2019.

Le tableau 13 présente les taux de couverture des prestations ordinaires d'assurance-emploi selon la province, le sexe, l'âge et le régime de travail antérieur pour les 5 dernières années. Malgré une forte diminution par rapport à l'année précédente, l'Île-du-Prince-Édouard a affiché le taux de couverture le plus élevé parmi toutes les provinces en 2019, comme en 2018. De même, l'Ontario a continué d'avoir le taux de couverture le plus faible parmi toutes les provinces en 2019. Historiquement, les provinces de l'Atlantique ont des taux de couverture plus élevés que le reste du pays, ce qui peut s'expliquer par la composition des chômeurs, comme la prévalence du modèle d'emploi saisonnier dans cette région^{Note de bas de page 28}.

Le taux de couverture des hommes a diminué en 2019 par rapport à l'année précédente mais est resté plus élevé que celui des femmes, qui est resté relativement inchangé. Le taux de couverture plus faible des femmes peut s'expliquer par le fait que les femmes au chômage sont moins susceptibles d'avoir un emploi assurable récent par rapport aux hommes au chômage. Le taux de couverture des chômeurs plus jeunes et de ceux âgés de 45 ans et plus est resté relativement inchangé en 2019, tandis qu'il a baissé pour ceux âgés de 25 à 44 ans.

Lorsque la population des chômeurs est classée en fonction de leur régime de travail antérieur, on constate qu'une plus grande proportion de chômeurs ayant occupé un emploi non permanent ont versé des cotisations d'assurance-emploi au cours des 52 semaines précédentes que ceux qui avaient un emploi permanent. Cela peut s'expliquer par le taux de couverture élevé des chômeurs ayant occupé des emplois saisonniers non permanents. Comme ces personnes travaillent pendant quelques semaines ou quelques mois de façon cyclique sur une année, elles sont plus susceptibles d'avoir versé des cotisations d'assurance-emploi au cours des 52 semaines précédentes que celles qui avaient un emploi permanent et qui pourraient être au chômage pendant plus d'un an. Parmi les chômeurs qui occupaient auparavant un emploi permanent, ceux qui avaient un emploi à temps partiel avaient un taux de couverture plus élevé que ceux qui avaient un emploi à temps plein en 2019, contrairement à l'année précédente. Cela peut s'expliquer par l'augmentation de la part des chômeurs ayant précédemment occupé un emploi permanent à temps plein en 2019 qui n'ont pas payé de cotisations d'assurance-emploi - vraisemblablement ceux qui sont au chômage depuis plus d'un an - parmi le total des chômeurs ayant ce type de travail antérieur, par rapport à l'année précédente. Au cours de la même période, la part des chômeurs ayant occupé précédemment un emploi permanent à temps partiel qui n'ont pas payé de cotisations d'assurance-emploi a diminué, ce qui a entraîné un taux de couverture plus élevé pour eux^{Note de bas de page 29}. Parmi les chômeurs qui occupaient auparavant un emploi non permanent, ceux qui avaient un travail saisonnier ont continué d'avoir un taux de couverture significativement plus élevé en 2019 par rapport à ceux qui avaient un travail non saisonnier atypique.

Tableau 13 – Taux de couverture des prestations régulières de l'assurance-emploi pour la population de chômeurs selon la province, le sexe, l 'âge et le régime de travail précédent, Canada, 2015 à 2019

Catégorie	2015	2016	2017	2018	2019	Variation (points de pourcentage) 2018 à 2019
Terre-Neuve-et-Labrador	87,2 %	82,9 %	87,4 %	87,3 %	77,7 %	-9,6
Île-du-Prince-Édouard	86,1 %	90,5 %	78,8 %	91,0 %	81,8 %	-9,2
Nouvelle-Écosse	71,9 %	76,2 %	69,3 %	73,0 %	73,7 %	+0,7
Nouveau-Brunswick	81,9 %	80,9 %	80,8 %	69,7 %	76,1 %	+6,4
Québec	67,1 %	65,6 %	65,0 %	67,0 %	63,9 %	-3,1
Ontario	57,0 %	57,7 %	57,9 %	59,6 %	57,9 %	-1,7
Manitoba	67,2 %	59,0 %	60,9 %	62,5 %	59,5 %	-3,0
Saskatchewan	77,3 %	71,3 %	72,5 %	70,2 %	58,0 %	-12,2
Alberta	71,0 %	70,0 %	55,8 %	61,7 %	61,6 %	-0,1
Colombie-Britannique	67,2 %	69,9 %	69,8 %	61,7 %	58,5 %	-3,2
Hommes	69,3 %	70,9 %	66,8 %	68,3 %	62,8 %	-5,5
Femmes	59,4 %	56,8 %	58,1 %	58,1 %	59,9 %	+1,8
24 ans et moins	54,4 %	56,3 %	50,9 %	57,1 %	57,9 %	+0,8
25 à 44 ans	67,3 %	65,5 %	65,7 %	64,4 %	59,4 %	-5,0
45 ans et plus	70,4 %	71,2 %	67,1 %	67,5 %	65,6 %	-1,9
Permanent	74,0 %	72,0 %	68,8 %	72,1 %	67,6 %	-4,5
Temps plein	76,8 %	74,5 %	70,6 %	74,0 %	66,1 %	-7,9
Temps partiel	64,3 %	59,6 %	65,9 %	67,1 %	72,7 %	+5,6
Non permanent	78,5 %	78,8 %	77,6 %	81,1 %	79,4 %	-1,7
Saisonnier**	87,4 %	85,5 %	90,2 %	86,9 %	88,2 %	+1,3
Autre atypique**	72,7 %	74,5 %	69,0 %	77,2 %	72,8 %	-4,4
Canada*	65,3 %	65,3 %	63,0 %	63,9 %	61,5 %	-2,4

• * Les taux de couverture des chômeurs pour la plupart des catégories de de travail sont supérieurs à la moyenne nationale. Cela peut s'expliquer par le taux de couverture de 0% des chômeurs pour lesquels un type n'est pas applicable parce qu'ils n'ont jamais travaillé auparavant. La moyenne nationale est inférieure parce que ces personnes sont incluses.
• * Un emploi saisonnier est un travail temporaire qui devrait se terminer à la fin d 'une « saison », qui est la période durant laquelle les services sont en demande.
• **« Autre atypique » fait référence aux emplois rémunérés non permanents qui étaient soit temporaires, à durée déterminée, contractuels, occasionnels ou tout autre emploi non permanent (mais qui n 'était pas saisonnier). Cela n 'inclut pas les chômeurs qui étaient des travailleurs autonomes.
• Source : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l 'assurance emploi, 2018 à 2019.

Admissibilité aux prestations régulières d'assurance-emploi

Tel que mentionné au début de cette sous-section, les demandeurs de prestations régulières d'assurance-emploi doivent répondre à 3 critères pour être considérés comme admissibles (ils doivent avoir payé des cotisations d'assurance-emploi, avoir une raison valable de cessation d'emploi et avoir accumulé suffisamment d'heures d'emploi assurable pendant leur période de référence). Le taux d'admissibilité est exprimé comme la proportion de chômeurs ayant accumulé suffisamment d'heures d'emploi assurable parmi ceux qui répondent aux 2 autres critères d'admissibilité.

Le taux d'admissibilité aux prestations ordinaires d'assurance-emploi a diminué de 5,0 points de pourcentage en 2019 par rapport à l'année précédente (consulter le graphique 13). Au cours de la dernière décennie, il a oscillé entre 78,4 % en 2011 et 87,4 % en 2018. La diminution du taux d'admissibilité peut s'expliquer en partie par les taux de chômage historiquement bas en 2019, qui se sont traduits par une exigence d'entrée plus élevée pour les prestations régulières d'assurance-emploi. Bien que le taux d'admissibilité ait diminué pour les 2 modèles d'emploi antérieurs (permanent et non permanent), la diminution a été plus importante pour ceux qui avaient auparavant un emploi non permanent par rapport à ceux qui avaient un emploi permanent. Notamment, au cours de la dernière décennie, la variabilité des taux d'admissibilité pour ceux qui avaient un emploi non permanent était plus grande que pour ceux qui avaient auparavant un emploi permanent.

Les taux d'admissibilité aux prestations régulières de l'assurance-emploi sont sensibles aux conditions économiques et aux tendances spécifiques de l'emploi pendant la période d'admissibilité, comme l'incidence de l'emploi à temps plein par rapport à l'emploi à temps partiel, l'emploi permanent par rapport à l'emploi temporaire, etc. Pour cette raison, on constate des variations importantes lorsque les chômeurs sont classés en fonction des caractéristiques régionales, démographiques et d'emploi antérieur.

Description textuelle du graphique 13

Année	2009	2010	2011	2012	2013	2014	2015	2016	2017	2018	2019
Tous les chômeurs	86,2 %	83,9 %	78,4 %	81,9 %	85,8 %	83,1 %	82,8 %	85,4 %	84,3 %	87,4 %	82,4 %
Chômeurs qui avaient un emploi permanent	92,2 %	92,4 %	87,2 %	89,9 %	91,4 %	87,7 %	90,0 %	92,8 %	91,7 %	92,8 %	89,3 %
Chômeurs qui avaient un emploi non-permanent	75,3 %	72,3 %	68,3 %	72,2 %	79,0 %	77,7 %	72,2 %	75,7 %	76,7 %	80,1 %	74,4 %

• Source : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l 'assurance emploi, 2009 à 2019.

Comme le souligne le tableau 14, les chômeurs de l'Île-du-Prince-Édouard avaient le taux d'admissibilité le plus élevé parmi les provinces en 2019, suivis de près par le Nouveau-Brunswick et la Nouvelle-Écosse, sans changement par rapport à 2018. Par ailleurs, à la suite de la diminution importante du taux d'admissibilité par rapport à l'année précédente, la Colombie-Britannique a affiché le taux d'admissibilité le plus faible en 2019, suivie de l'Ontario et du Manitoba. D'une année à l'autre, 5 provinces ont connu une augmentation de leur taux d'admissibilité en 2019, tandis que les 5 autres ont connu une diminution. Notamment, les baisses significatives en Ontario et en Colombie-Britannique ont principalement entraîné la diminution du taux d'admissibilité national en 2019, tandis que les changements dans les autres provinces étaient insignifiants. Comme mentionné, cela peut s'expliquer par les faibles taux de chômage dans ces provinces en 2019^{Note de bas de page 30}, ainsi que par la concentration d'emplois à temps partiel et non permanents^{Note de bas de page 31}. Un faible taux de chômage se traduit par un nombre d'heures d'emploi assurable requis plus élevé pour être admissible aux prestations régulières d'assurance-emploi^{Note de bas de page 32}. En particulier, les chômeurs qui avaient un emploi à temps partiel ou non permanent étaient moins susceptibles d'accumuler le nombre requis d'heures d'emploi assurable en raison de leur régime de travail, ce qui a entraîné des baisses importantes de leur taux d'admissibilité (consulter le tableau 14).

Tableau 14 – Taux d 'admissibilité aux prestations régulières d'assurance-emploi selon la province, le sexe, l 'âge et le régime de travail précédent, Canada, 2015 à 2019

Catégorie	2015	2016	2017	2018	2019	Variation (p.p.) 2018 à 2019
Terre-Neuve-et-Labrador	93,7 %	95,9 %	96,7 %	93,8 %	94,1 %	+0,3
Île-du-Prince-Édouard	92,7 %	98,5 %	94,3 %	98,2 %	97,0 %	-1,2
Nouvelle-Écosse	82,3 %	93,3 %	86,0 %	93,8 %	95,2 %	+1,4
Nouveau-Brunswick	96,2 %	94,6 %	93,1 %	94,0 %	96,7 %	+2,7
Québec	81,5 %	86,7 %	85,1 %	85,5 %	87,8 %	+2,3
Ontario	84,8 %	81,3 %	79,6 %	88,7 %	75,7 %	-13,0
Manitoba	82,9 %	75,3 %	84,9 %	83,1 %	79,1 %	-4,0
Saskatchewan	89,9 %	78,9 %	69,7 %	86,6 %	83,2 %	-3,4
Alberta	78,6 %	84,9 %	85,2 %	79,6 %	84,1 %	+4,5
Colombie-Britannique	75,2 %	87,3 %	90,0 %	91,0 %	73,6 %	-17,4
Hommes	82,0 %	87,2 %	85,8 %	88,3 %	84,7 %	-3,6
Femmes	84,3 %	81,6 %	82,1 %	86,1 %	79,5 %	-6,6
24 ans et moins	54,0 %	50,8 %	40,7 %	60,5 %	51,7 %	-8,8
25 à 44 ans	82,1 %	88,4 %	89,4 %	90,7 %	82,1 %	-8,6
45 ans et plus	90,7 %	94,0 %	90,2 %	90,5 %	91,4 %	+0,9
Permanent	90,0 %	92,8 %	91,7 %	92,8 %	89,3 %	-3,5
Temps plein	93,3 %	95,3 %	94,5 %	93,6 %	94,2 %	+0,6
Temps partiel	65,8 %	62,4 %	69,3 %	86,0 %	64,7 %	-21,3
Non permanent	72,2 %	75,7 %	76,7 %	80,1 %	74,4 %	-5,7
Saisonnier*	82,6 %	87,5 %	86,7 %	82,0 %	83,5 %	+1,5
Autre atypique**	64,0 %	66,4 %	66,8 %	78,5 %	64,5 %	-14,0
Canada	82,8 %	85,4 %	84,3 %	87,4 %	82,4 %	-5,0

• * Un emploi saisonnier est un travail temporaire qui devrait se terminer à la fin d 'une « saison », qui est la période durant laquelle les services sont en demande.
• **« Autre atypique » fait référence aux emplois rémunérés non permanents qui étaient soit temporaires, à durée déterminée, contractuels, occasionnels ou tout autre emploi non permanent (mais qui n 'était pas saisonnier). Cela n 'inclut pas les chômeurs qui étaient des travailleurs autonomes.
• Source : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l 'assurance emploi, 2015 à 2019.

Taux de chômage régionaux et admissibilité aux prestations régulières d'assurance-emploi

Comme mentionné dans la sous-section 2.2.1, la norme variable d 'admissibilité (NVA) garantit l 'équité entre les prestataires de régions où les taux de chômage sont différents. La raison d 'être de la NVA est le fait qu 'il est plus difficile de trouver un emploi dans les régions où le taux de chômage est élevé et donc d 'accumuler des heures d 'emploi assurable, qui est l 'un des 3 critères d 'admissibilité aux prestations régulières d'assurance-emploi. Des variations dans la proportion de chômeurs répondant à la NVA à la suite d 'une cessation d 'emploi se retrouvent dans les régions où les taux de chômage sont différents. Une étude ministérielle récente* a utilisé les données de RE** de 2001 à 2017 pour estimer la proportion de personnes ayant subi une cessation d 'emploi qui ont accumulé le nombre d 'heures d 'emploi assurable requis pour être admissibles aux prestations régulières d'assurance-emploi. En général, les pourcentages de personnes ayant subi une cessation d 'emploi qui n 'avaient pas accumulé suffisamment d 'heures d 'emploi assurable étaient plus faibles dans les régions où les taux de chômage étaient plus élevés. Entre 2001 et 2017, le pourcentage de personnes ayant subi une cessation d 'emploi qui n 'ont pas répondu à la NVA dans leurs régions respectives variait entre 26,1 % en 2009 et 32,1 % en 2017. En 2017, environ 31,3 % des personnes ayant subi une cessation d 'emploi dans les régions affichant un faible taux de chômage (6 % ou moins) n 'avaient pas suffisamment d 'heures accumulées d 'emploi assurable pour répondre à la NVA, comparativement à 14,8 % des personnes ayant subi une cessation d 'emploi dans les régions affichant un taux de chômage élevé (13 % ou plus). L 'étude a également révélé que la probabilité d 'accumuler suffisamment d 'heures d 'emploi assurable augmentait avec les taux de chômage régionaux : de 70,4 % dans les régions à faible taux de chômage (6 % ou moins) à 85,2 % dans les régions à taux de chômage élevé (13 % ou plus).

• * EDSC, Les mesures de l'admissibilité à l'assurance-emploi fondées sur le relevé d'emploi : 2001-2017 (Ottawa: EDSC, Direction de l'évaluation, 2019).
• ** Un relevé d'emploi est un formulaire rempli par l'employeur lorsqu'un employé cesse de travailler. Il contient des informations sur les antécédents professionnels et constitue le document le plus important utilisé par les employés pour demander des prestations d'assurance-emploi.

Entre 2018 et 2019, la diminution du taux d'admissibilité des femmes au chômage a été plus profonde que celle des hommes au chômage. Elle a également diminué de manière substantielle pour les personnes âgées de 15 à 24 ans^{Note de bas de page 33} et de 25 à 44 ans, tandis que le taux est resté pratiquement inchangé pour les personnes âgées de 45 ans et plus.

Variations des critères d 'éligibilité aux prestations régulières d'assurance-emploi selon l'âge

Quelques variations dans le respect des critères d'éligibilité pour être éligible aux prestations régulières d'assurance-emploi peuvent être observées lorsque l 'âge des prestataires est pris en compte. Une récente étude ministérielle* a examiné les profils des personnes plus âgées (seniors) par rapport à ceux des personnes d'autres groupes d'âge en termes de participation au marché du travail et d'indicateurs liés à la couverture, à l'admissibilité et aux niveaux des prestations régulières d'assurance-emploi reçues. L'étude a examiné les raisons de la cessation d'emploi et la proportion des cessations d 'emploi ayant atteint le nombre d'heures d'emploi assurable requis pour avoir droit aux prestations régulières d'assurance-emploi en 2017, 2018 et 2019, et ce par groupe d'âge.

La part des travailleurs ayant subi une séparation d 'emploi (chômeurs) qui avaient suffisamment d'heures d'emploi assurable pour répondre à l'exigence variable d'admission (VER) était la plus élevée parmi les individus plus âgés (âgés de 55 à 64 ans) au cours de ces 3 années, suivi de près par les individus du groupe d'âge principal (âgés de 25 à 54 ans). Les individus les plus jeunes qui avaient perdu leur emploi (âgés de moins de 25 ans) avaient la plus faible part de personnes ayant suffisamment d'heures d'emploi assurable pour atteindre le VER, suivis des personnes âgées de 70 ans et plus.

L'étude a également examiné les raisons de la cessation d'emploi en analysant les relevés d'emploi (RE) remis aux employés de différents groupes d'âge au cours de ces 3 années. Il a été, notamment, constaté que la part des RE émis pour pénurie de travail augmente avec l'âge des salariés. En effet, chez les jeunes salariés, près d'un RE sur 3 (environ 31% au cours de ces 3 années) a été émis pour cette raison, tandis que chez les personnes âgées de 70 ans et plus, près de 2 RE sur 3 (environ 65% au cours de ces 3 années) ont été émis pour cette raison.

L'étude a également constaté que les personnes plus âgées avaient le nombre moyen d'heures d'emploi assurable le plus bas et les gains hebdomadaires assurés moyens les plus bas par rapport aux prestataires des autres groupes d'âge. Cela était principalement attribuable à leur préférence pour le travail à temps partiel et le travail indépendant.

• * EDSC, Profil de la couverture de l'assurance-emploi et les prestations des aînés (Ottawa: EDSC, Direction de la politique de l'assurance-emploi, 2021).

Tel que mentionné, les taux d'admissibilité varient également en fonction des différentes caractéristiques de l'emploi. Intuitivement, les chômeurs qui occupaient auparavant un poste à temps plein sont plus susceptibles d'avoir accumulé le nombre requis d'heures d'emploi assurable et ont un taux d'admissibilité plus élevé que ceux qui avaient un emploi à temps partiel. De même, les chômeurs qui avaient auparavant un emploi permanent sont plus susceptibles de satisfaire à l'exigence d'heures que ceux qui avaient un emploi temporaire. Cela est évident dans le tableau 14 et le graphique 14, où les chômeurs qui avaient auparavant un emploi permanent sont classés en catégories à temps plein et à temps partiel, et ceux qui avaient auparavant un emploi non permanent sont classés en catégories saisonnières et non saisonnières.

Au cours de la dernière décennie, les taux d'admissibilité aux prestations régulières d'assurance-emploi des chômeurs qui avaient auparavant un emploi permanent à temps plein ont peu varié. En revanche, la variation, pour ceux qui avaient auparavant un emploi permanent à temps partiel, était beaucoup plus importante, allant de 54,9 % en 2011 à 86,0 % en 2018. La baisse du taux d'admissibilité en 2019 par rapport à l'année précédente pour les chômeurs de ce groupe a également été la plus élevée (21,3 points de pourcentage) enregistrée au cours des 10 dernières années. De même, parmi les chômeurs qui avaient précédemment un emploi non permanent, les taux d'admissibilité de ceux qui avaient précédemment un emploi saisonnier ont montré comparativement moins de variations que les taux d'admissibilité de ceux qui avaient un emploi non permanent non saisonnier. La forte baisse du taux d'admissibilité des personnes ayant précédemment occupé un emploi non permanent non saisonnier (14,0 points de pourcentage), ainsi que la baisse des personnes ayant précédemment occupé un emploi permanent à temps partiel, ont principalement entraîné la diminution du taux d'admissibilité au Canada en 2019 par rapport à l'année précédente.

Description textuelle du graphique 14

	2009	2010	2011	2012	2013	2014	2015	2016	2017	2018	2019
Permanent à temps plein	94,3 %	94,5 %	91,2 %	94,6 %	95,0 %	90,1 %	93,3 %	95,3 %	94,5 %	93,6 %	94,2 %
Permanent à temps partiel	68,8 %	74,4 %	54,9 %	65,2 %	71,4 %	66,2 %	65,8 %	62,4 %	69,3 %	86,0 %	83,5 %
Temporaire saisonnier	81,4 %	83,6 %	81,2 %	75,6 %	85,1 %	84,6 %	82,6 %	87,5 %	86,7 %	82,0 %	64,7 %
Temporaire non-saisonnier	70,5 %	64,7 %	60,0 %	69,8 %	74,5 %	73,0 %	64,0 %	66,4 %	66,8 %	78,5 %	64,5 %

• ^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, 2009 à 2019.

Accès aux prestations régulières d'assurance-emploi

L 'accès aux prestations régulières d'assurance-emploi 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'assurance-emploi, soit le ratio prestataires-chômeurs (P/C) et le ratio prestataires-chômeurs ayant cotisé à l'assurance-emploi (P/CC).^{Note de bas de page 34}

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'assurance-emploi provenant des publications mensuelles de Statistique Canada sur les statistiques d'assurance-emploi, exprimé en proportion de la population totale de chômeurs obtenue par l 'ECAE. Par conséquent, il comprend un important segment de la population de chômeurs considérée comme étant inadmissible à des prestations régulières d'assurance-emploi (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'assurance-emploi (P/CC) est calculé en exprimant le nombre moyen de chômeurs qui ont touché des prestations régulières d'assurance-emploi par rapport à la population correspondante de chômeurs qui ont cotisé à l'assurance-emploi au cours des 12 mois précédents. Étant donné que le ratio P/CC mesure l'accessibilité parmi les chômeurs pour lesquels les prestations régulières d'assurance-emploi sont conçues pour fournir une couverture, et exclut ceux qui n'ont pas cotisé à l'assurance-emploi au cours de leur dernière période d'emploi ou qui n'ont pas fait partie de la population active, ce ratio fournit une meilleure évaluation de l'accessibilité aux prestations régulières d'assurance-emploi.

Le graphique 15 illustre les ratios P/C et P/CC au cours des 10 dernières années. En 2019, le nombre total de chômeurs (C), de cotisants au chômage (CC) et de prestataires réguliers de l'assurance-emploi (P) a diminué par rapport à l'année précédente. Toutefois, la diminution du nombre de prestataires a été inférieure à celle du nombre de chômeurs, et nettement inférieure à celle des chômeurs cotisants, ce qui a fait que le ratio P/C est resté relativement inchangé (+0,3 point de pourcentage) par rapport à l'année précédente, et que le ratio P/CC a légèrement augmenté (+2,9 points de pourcentage). La bonne performance continue du marché du travail en 2019 s'est traduite par le plus faible taux de chômage observé au Canada depuis 1976^{Note de bas de page 35}, ce qui signifie que relativement moins de personnes ont été confrontées à une cessation d'emploi et ont eu besoin du soutien du régime d'assurance-emploi, ce qui a entraîné une baisse du nombre de prestataires (P). De même, le faible taux de chômage dénote une réduction de la population de chômeurs (C) au sein de la population active. En outre, il est révélateur d'un marché du travail tendu, ce qui signifie qu'il y avait moins de cotisants chômeurs licenciés (CC) en 2019 par rapport à l'année précédente, d'où la forte baisse de leur nombre.

Description textuelle du graphique 15

	2009	2010	2011	2012	2013	2014	2015	2016	2017	2018	2019
Ratio prestataires/chômeurs (P/C)	51,8 %	48,9 %	43,2 %	40,6 %	38,4 %	38,6 %	39,8 %	41,8 %	42,1 %	39,3 %	39,6 %
Ratio prestataires/chômeurs ayant cotisé à l'assurance-emploi (P/CC)	73,7 %	75,6 %	67,1 %	65,8 %	61,5 %	63,4 %	61,0 %	64,0 %	66,9 %	61,5 %	64,4 %

• 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 36}. Le taux de prestations hebdomadaires maximal est basé sur le maximum de la rémunération assurable (MRA)^{Note de bas de page 37}. Le nombre de semaines utilisées pour déterminer le taux hebdomadaire de prestations varie de 14 à 22, selon le taux de chômage de la région économique de l'assurance-emploi où réside le prestataire.

Outre les prestations régulières d'assurance-emploi, 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. Cette disposition pourrait majorer le taux de prestations passant de 55 % à un maximum de 80 %, sous réserve du taux maximal de prestations hebdomadaires (consulter la sous-section 2.1.1 pour une analyse plus détaillée). Le niveau des prestations régulières d'assurance-emploi 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'assurance-emploi.

Au cours de l 'EF1920, le taux moyen de prestations régulières hebdomadaires d'assurance-emploi est passé à 483 $, alors qu 'il était de 469 $ au cours de l 'exercice précédent (+14 $ ou +3,0 %). Cette majoration est, en partie, attribuable à la hausse du MRA^{Note de bas de page 38}. 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

	EF1011	EF1112	EF1213	EF1314	EF1415	EF1516	EF1617	EF1718	EF1819	EF1920
Taux moyen de prestations hebdomadaires	371 $	384 $	396 $	419 $	433 $	446 $	449 $	457 $	469 $	483$

• 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. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Comme l 'indique l'annexe 2.5.3, le taux moyen de prestations régulières hebdomadaires a augmenté au cours de l 'EF1920 dans l 'ensemble des provinces et des territoires par rapport à l 'exercice financier précédent. La croissance la plus marquée a été observée au Nunavut (+9,6 %), suivi du Québec (+3,5 %). Le taux moyen de prestations régulières hebdomadaires variait au niveau provincial et territorial — le taux le plus élevé a été observé au Nunavut (550 $) et celui le plus faible a été enregistré à l 'Île-du-Prince‑Édouard (446 $). 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 de l 'Ontario, en Saskatchewan, en Alberta, de la Colombie-Britannique et dans les territoires étaient supérieures à la moyenne nationale.

Comme les années précédentes, le taux moyen de prestations régulières hebdomadaires était plus élevé chez les hommes (507 $ contre 493 $ durant l 'EF1819) que chez les femmes (444 $ contre 432 $ pour l 'EF1819), comme l 'indique l'annexe 2.5.3. Historiquement, cela a toujours été le cas. Au cours de la période examinée, les prestations régulières hebdomadaires moyennes des hommes et des femmes ont augmenté au même taux de 2,8 %. Au fil du temps, l'écart entre les taux de prestations hebdomadaires moyens des hommes et des femmes se réduit progressivement. Par exemple, au cours de l 'EF1516, le taux de prestations hebdomadaires moyen des femmes était de 84,6 % de celui des hommes, alors qu 'il atteignait 87,6 % au cours de l 'EF1920.

Cet écart global entre les hommes et les femmes est observable pour toutes les catégories d'heures d'emploi assurable travaillées pendant la période de référence et est plus apparent pour de faibles niveaux de participation au marché du travail (consulter le graphique 17). Cependant, cet écart était le plus faible pour les prestataires qui avaient entre 1 400 et 1 539 heures d'emploi assurable au cours de leur période de référence.

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	391$	306$
560 à 699	433$	346$
700 à 839	434$	346$
840 à 979	461$	378$
980 à 1119	480$	402$
1120 à 1259	497$	426$
1260 à 1399	511$	454$
1400 à 1539	521$	486$
1540 à 1679	523$	477$
1680 à 1819	528$	486$
1820 ou plus	540$	503$

• 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. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

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 (495 $) au cours de l 'EF1920, comparativement à 481 $ l'année précédente (+14 $ ou +2,9 %). Toutefois, la plus forte augmentation a été observée chez les personnes de 45 à 54 ans (+15 $ ou +3,2 %). Lorsque les prestataires sont classés par groupe d 'âge et par sexe, on constate, au cours de l 'EF1920, que les hommes âgés de 45 à 54 ans avaient le taux moyen de prestations régulières hebdomadaires le plus élevé (522 $), tandis que, chez les femmes, le taux de prestations le plus élevé a été enregistré chez les prestataires âgées de 25 à 44 ans (459 $). L 'écart dans le taux moyen de prestations régulières hebdomadaires entre les hommes et les femmes était le plus élevé chez les prestataires de 55 ans et plus et de 45 à 54 ans.

• 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'assurance-emploi.

Au cours de l 'EF1920, toutes les catégories^{Note de bas de page 39} de prestataires ont connu une augmentation de leur taux moyen de prestations régulières hebdomadaires. L 'augmentation la plus importante a été observée chez les prestataires fréquents (+2,9 %), suivis des prestataires occasionnels (+2,7 %) (voir le tableau 16). Le taux moyen des prestations régulières hebdomadaire était le plus élevé pour les travailleurs de longue date (515 $), tandis que le plus bas était pour les prestataires occasionnels (464 $).

• 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'assurance-emploi.

Comme l 'indique le tableau 17, un peu moins de la moitié (49,0 %) de toutes les demandes de prestations régulières d'assurance-emploi établies au cours de l 'EF1920 ont obtenu le taux maximal de prestations hebdomadaires. C 'est constant d 'une année à l 'autre. La part des demandes de prestations établies par des hommes qui avaient obtenu le taux maximal de prestations hebdomadaires (60,8 %) représentait près du double par rapport à la part de ces demandes établies par des femmes (30,8 %). 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 40}. 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 (33,2 %). Les travailleurs de longue date ont obtenu la part la plus élevée des demandes de prestations (63,7 %) au taux maximal des prestations hebdomadaires au cours de l 'EF1920 et venaient ensuite les prestataires fréquents (51,9 %). En plus du 49,0 % des demandes touchant le taux maximal de prestations hebdomadaires, 8,3 % des demandes avaient un taux de prestations hebdomadaires de 300 $ ou moins, 15,3 % avaient un taux entre 301 $ et 400 $, 17,3 % entre 401 $ et 500 $, et 10,1 % entre 501 $ et le taux maximal de prestations hebdomadaires (562 $ en 2019 et 573 $ en 2020).

• Remarque: Comprend toutes les demandes de prestations pour lesquelles au moins 1 $ en prestations régulières a été versé.
• * Consulter l 'annexe 2.1 pour obtenir les définitions des catégories de prestataires mentionnées dans ce tableau.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

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

Comme il a été mentionné, la durée maximale de prestations régulières d'assurance-emploi 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 accumulées au cours de la période de référence et à des taux de chômage régionaux plus élevés. Le régime d'assurance-emploi 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'assurance-emploi 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'assurance-emploi reçoit réellement^{Note de bas de page 44}. La durée réelle moyenne des prestations régulières d'assurance-emploi est habituellement inférieure à la durée maximale étant donné les circonstances qui peuvent contribuer à une utilisation moindre des prestations régulières d'assurance-emploi 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'assurance-emploi ou n 'est plus disponible pour travailler)^{Note de bas de page 45}.

Comme le montre le graphique 18, la durée maximale moyenne des prestations régulières d'assurance-emploi complétées est passée de 30,3 semaines au cours de l 'EF1819 à 29,7 semaines pour l 'EF1920 (‑0,6 semaine ou -1,9 %). De plus, la durée réelle moyenne est passée de 18,5 semaines au cours de l 'EF1819 à 18,0 semaines pour l 'EF1920 (-0,5 semaine ou -2,6 %). La baisse de ces 2 durées 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, avec une forte croissance de l 'emploi (+2,1 %) et des taux de chômage faibles jusqu'en mars 2020, alors que les restrictions liées à la pandémie de COVID-19 ont entrainé des pertes d 'emplois (consulter le chapitre 1).

Description textuelle du graphique 18

	EF1011*	EF1112	EF1213	EF1314	EF1415	EF1516*	EF1617*	EF1718*	EF1819	EF1920
Durée réelle moyenne en semaines (axe de gauche)	24,0	21,6	20,1	19,7	19,4	19,3	20,7	20,3	18,5	18,0
Durée maximale moyenne en semaines (axe de gauche)	41,7	35,4	33,0	32,1	31,6	32,1	33,7	32,6	30,3	29,7
Taux de chômage (axe de droite)	7,9 %	7,5 %	7,2 %	7,0 %	6,9 %	7,0 %	6,9 %	6,1 %	5,8 %	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'assurance-emploi 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 (pour les données sur la durée des prestations régulières d'assurance-emploi), et Statistique Canada, Enquête sur la population active, Tableau 14-10-0017-01 (pour les données sur les taux de chômage). Les données d'assurance-emploi reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

La durée maximale moyenne des demandes de prestations régulières d'assurance-emploi complétées au cours de l 'EF1920 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'assurance-emploi établies au Nunavut affichaient la durée maximale moyenne la plus élevée (39,2 semaines) au cours de l 'année examinée, suivi de Terre-Neuve-et-Labrador (38,6 semaines). Ces durées maximales significativement plus élevées par rapport à la moyenne nationale peuvent s 'expliquer, en partie, par le taux de chômage élevé observé dans ces juridictions (le taux de chômage était de 13,6 % au Nunavut et de 12,3 % à Terre-Neuve-et-Labrador au cours de l 'EF1920)^{Note de bas de page 46}. En comparaison, les demandes de prestations régulières d'assurance-emploi établies au Yukon affichaient la durée maximale moyenne la moins élevée (26,6 semaines), suivi du Québec (28,1 semaines) et de la Colombie-Britannique (28,0 semaines), ce qui correspond aux faibles taux de chômage généralement observés dans ces juridictions (le taux de chômage au Yukon, en Colombie-Britannique et au Québec était de 3,6 %, 5,0 % et 5,3 % respectivement au cours de l 'EF1920^{Note de bas de page 47}.

La durée maximale moyenne des prestations régulières d'assurance-emploi était plus élevée chez les hommes et chez les prestataires âgés de 45 à 54 ans au cours de l 'EF1920. Les travailleurs de longue date ont généralement une durée maximale des prestations régulières plus élevée que les prestataires occasionnels et fréquents, car ils sont plus susceptibles d 'accumuler un nombre d 'heures d 'emploi assurable nettement supérieur aux normes minimales requises pour toucher des prestations régulières d'assurance-emploi (consulter le tableau 18).

• Remarque : Comprend toutes les demandes complétées au cours de l 'exercice financier pour lesquelles au moins 1 $ a été versé en prestations régulières d'assurance-emploi Les variations en pourcentage sont basées sur des chiffres non arrondis.
• * Consulter l 'annexe 2.1 pour les définitions des catégories de prestataires mentionnées dans ce tableau.
• ^p Données 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'assurance-emploi. Statistique Canada, Enquête sur la population active, Tableaux 14-10-0017-01 et 14-10-0292-01.

Au même titre que la durée maximale moyenne, la durée réelle moyenne des prestations régulières d'assurance-emploi 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 (consulter le tableau 18). Les demandes de prestations régulières d'assurance-emploi dans les régions où les taux de chômage sont plus élevés ont généralement une durée réelle moyenne plus élevée que celles établies dans les régions où les taux de chômage sont plus faibles.

Au cours de l'EF1920, les demandes régulières d'assurance-emploi établies au Nunavut, suivies de près par celles établies à Terre-Neuve-et-Labrador avaient la durée réelle moyenne la plus élevée (28,0 semaines et 27,0 semaines, respectivement). Cela est en partie attribuable aux taux de chômage élevés observés à la fois dans le territoire et dans la province. En comparaison, les demandes régulières d'assurance-emploi établies au Québec avaient la durée réelle moyenne la plus basse (15,7 semaines), ce qui correspond au faible taux de chômage observé dans cette province au cours de l'EF1920. De plus, la durée réelle moyenne des demandes régulières d'assurance-emploi a diminué dans presque toutes les provinces et tous les territoires au cours de l'EF1920 par rapport à l'année précédente, à l'exception du Nouveau-Brunswick, du Québec, du Manitoba et des Territoires du Nord-Ouest où elle a légèrement augmenté ou est demeurée au même niveau. Les demandes établies en Saskatchewan et en Alberta ont affiché la plus forte baisse (‑2,5 semaines ou ‑10,8 % et ‑2,2 semaines ou ‑10,2 %, respectivement), suivies des demandes régulières d'assurance-emploi établies à Terre-Neuve-et-Labrador (-1,7 semaines ou -5,8 %) et en Colombie-Britannique (‑0,9 semaine ou -5,2 %).

La durée réelle moyenne des demandes de prestations régulières d'assurance-emploi a diminué dans presque toutes les industries au cours de l 'année examinée par rapport à l 'année précédente, à l 'exception de 5 industries. La baisse a été la plus marquée dans les Services publics (-2,0 semaines ou -11,5 %), suivie des Finances et des assurances (-1,6 semaines ou -5,2 %). En revanche, la durée réelle moyenne des demandes de la Direction des entreprises et des entreprises a connu la plus forte augmentation (+1,5 semaines ou + 7,8 %). De plus, les demandes établies par les chômeurs du secteur de la Finance et des assurances avaient la durée réelle moyenne la plus élevée (22,3 semaines) au cours de l'EF1920, tandis que celles du secteur des services d'enseignement ont affiché la durée réelle moyenne la plus faible (11,1 semaines) 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 d'assurance-emploi utilisées correspond au nombre moyen de semaines de prestations régulières d'assurance-emploi 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'assurance-emploi, 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 plus bas sont plus susceptibles de trouver un emploi à la suite d 'une cessation d 'emploi et avant d'avoir épuisé leurs semaines de prestations d'assurance-emploi, et donc d 'utiliser une proportion plus faible de leur durée maximale des prestations régulières d'assurance-emploi. Par conséquent, une durée maximale plus élevée de prestations est généralement associée à une proportion plus faible de semaines de prestations régulières utilisées.

D'une année à l'autre, la proportion moyenne de semaines de prestations régulières d'assurance-emploi utilisées est demeurée stable, avec une légère augmentation, passant de 63,6 % durant l 'EF1819 à 63,7 % au cours de l 'EF1920. Parmi les provinces et les territoires, le Nunavut a enregistré la plus forte croissance de cette proportion moyenne de semaines de prestations régulières utilisées (+9,6 points de pourcentage), tandis que Terre-Neuve-et-Labrador a enregistré la plus forte baisse (-2,4 points de pourcentage). De plus, dans les provinces et les territoires, la proportion moyenne de prestations régulières utilisées variait, allant de la plus faible observée au Québec (60,4 %) à la plus élevée au Yukon (76,1 %) pour l 'EF1920. Cette variation peut être attribuable aux différences provinciales et territoriales dans les conditions économiques.

D 'un point de vue du sexe, la proportion moyenne des semaines de prestations utilisées par les hommes était supérieure à celle des femmes (64,4 % et 62,6 %, respectivement). 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 (70,6 %), et les prestataires plus jeunes (24 ans et moins) ayant utilisé la proportion la plus faible (59,8 %).

Pour ce qui est de la catégorie de prestataires, au cours de l'EF1920, les travailleurs de longue date ont utilisé une part inférieure de leurs semaines de prestations régulières d'assurance-emploi que les prestataires occasionnels et fréquents^{Note de bas de page 48}. Cet écart entre les catégories de prestataires peut s'expliquer par le fait que les travailleurs de longue date sont généralement plus attachés au marché du travail, ont tendance à être admissibles à plus de semaines de prestations régulières et à toucher moins de semaines de prestations. À ce titre, ils utilisent une plus faible proportion de leurs semaines de prestations. 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'assurance-emploi, 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 (consulter le tableau 19)^{Note de bas de page 49}.

• * Consulter l 'annexe 2.1 pour les définitions des catégories de prestataires mentionnées dans ce tableau.
• ^p Données préliminaires.
• ^r Données révisées.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

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 50} au cours des EF1819 et EF1920. La proportion de 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. Comme le montre le tableau 20, les prestataires ayant le plus petit nombre maximal de semaines de prestations d'assurance-emploi (entre 13 et 19 semaines) ont utilisé 82,5 % des semaines auxquelles ils avaient droit, comparativement aux prestataires ayant le plus grand nombre de semaines d'admissibilité (45 semaines ou plus), qui n'ont utilisé que 49,5 % de leurs semaines de prestations au cours de l'EF1920.

La proportion de 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 par conséquent à une plus grande proportion de prestataires fréquents de l'assurance-emploi dans ces régions-là par rapport à celles dont le taux de chômage est moins élevé.

Comme les prestataires fréquents ont tendance à utiliser une plus grande proportion de leur nombre maximum de semaines de prestations, cela se traduit par une proportion plus élevée de semaines de prestations utilisées dans les régions économiques de l'assurance-emploi où le taux de chômage est relativement plus élevé. Comme l'illustre le tableau 20, au cours de l'EF1920, les prestataires des régions économiques de l'assurance-emploi où le taux de chômage est plus faible (6 % ou moins) ont utilisé 61,0 % de leurs semaines de prestations alors que les prestataires des régions économiques de l'assurance-emploi ayant un taux de chômage plus élevé (13,1 % et plus) ont utilisé 68,5 % de leurs semaines de prestations.

• 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.
• ^p Estimations préliminaires.
• ^r Données révisées.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

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

La durée maximale moyenne^{Note de bas de page 56} des prestations régulières pour les demandes saisonnières complétées^{Note de bas de page 57} au cours de l 'EF1920 était de 29,3 semaines, soit une hausse par rapport aux 28,2 semaines (+1,1 semaine ou +3,8 %) de l 'EF1819. En comparaison, la durée maximale moyenne des prestations régulières des demandes non saisonnières complétées était de 29,9 semaines au cours de l 'EF1920, en baisse par rapport aux 31,1 semaines (-1,2 semaines ou -3,9 %) au cours de l 'EF1819.

La durée réelle moyenne^{Note de bas de page 58} des demandes saisonnières de prestations régulières complétées au cours de l 'EF1920 était de 16,7 semaines, une légère hausse par rapport aux 16,2 semaines (+0,5 semaine ou +3,1 %) au cours de l 'EF1819. En comparaison, la durée réelle moyenne des demandes non saisonnières de prestations régulières au cours de l 'EF1920 était de 18,6 semaines, en baisse par rapport aux 19,4 semaines (-0,8 semaines ou -4,0 %) pour l 'EF1819. 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. Au cours de l'exercice visé par le rapport, les augmentations sont probablement attribuables aux semaines supplémentaires de prestations régulières d'assurance-emploi offertes aux prestataires saisonniers admissibles dans le cadre d'un projet pilote lancé en août 2018.

Chevauchement des définitions des prestataires saisonniers et fréquents

On entend par « prestataires fréquents de l'assurance-emploi » 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 59}.

Le graphique 21 indique le nombre de demandes de prestations régulières d'assurance-emploi établies par les prestataires fréquents et saisonniers depuis l 'EF0910. 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. Le nombre de prestataires saisonniers et de prestataires pouvant être considérés à la fois comme saisonniers et fréquents a augmenté au cours de l'EF1920 par rapport à l'année précédente (+4,6 % et +2,2 %, respectivement). Cependant, le nombre de prestataires fréquents a légèrement diminué (-3,3 %) au cours de cette période (consulter le graphique 21). Cela suggère que la part des prestataires fréquents qui peuvent également être considérés comme saisonniers a augmenté au cours de l'EF1920 par rapport à l'exercice précédent. Au cours de l'EF1920, le nombre de demandes (240 600) établies par des prestataires pouvant être classés à la fois comme saisonniers et fréquents était presque 1,4 fois supérieur au nombre de demandes établies par des prestataires saisonniers qui étaient des prestataires non fréquents (172 800) (consulter le graphique 22).

Description textuelle du graphique 21

	EF0910	EF1011	EF1112	EF1213	EF1314	EF1415	EF1516	EF1617	EF1718	EF1819	EF1920
Seasonal claimants	417,4	381,8	412,2	419,9	422,4	419,7	425,7	380,7	381,1	395,3	413,4
Frequent claimants	300,4	309,2	321,0	319,6	309,8	304,7	307,8	285,7	290,1	297,3	287,6
Seasonal and frequent claimants	251,8	259,0	265,6	266,1	257,9	253,7	258,6	228,9	227,5	235,4	240,6

• Remarque : Comprend les demandes pour lesquelles au moins 1 $ de prestations régulières d'assurance-emploi a été versé.
• * Consulter 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. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Description textuelle du graphique 22

	Fréquentes, non saisonnières	Fréquentes et saisonnières	Non fréquentes, saisonnières
Nombre de demandes de prestations	47 030	240 550	172 820
Part du nombre total de prestations saisonnières et fréquentes	10,2 %	52,2 %	37,5 %

• Remarque : Comprend les demandes pour lesquelles au moins 1 $ de prestations régulières d'assurance-emploi a été versé.
• * Consulter 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. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Comme l 'indique le tableau 23, 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 'EF1920. 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, il n'y a pas de différences observées dans la proportion de semaines régulières payées et le taux d'épuisement entre les prestataires non saisonniers et saisonniers.

• Remarque : Les demandes 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.
• * Consulter l 'annexe 2.1 pour les définitions de demandes fréquentes et demandes saisonnières mentionnées dans ce tableau.
• ^p Données préliminaires.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Épuisement des semaines de prestations régulières d 'assurance emploi

Sur l'ensemble des demandes de prestations régulières d'assurance-emploi complétées au cours de l'exercice visé par le rapport, 32,8 % ont épuisé leurs semaines de prestations, ce qui est relativement inchangé par rapport à l'année précédente. Le nombre de demandes de prestations régulières d'assurance-emploi qui ont épuisé leurs semaines de prestations a diminué au cours de l'EF1920 pour la troisième année consécutive, soit une baisse de 6,0 % par rapport à l'EF1819. Cette baisse du nombre de demandes régulières d'assurance-emploi ayant épuisé leurs semaines de prestations peut être attribuée à la persistance de la forte conjoncture économique observée pendant la majeure partie de l'EF1920, avant le ralentissement important survenu en mars 2020 en raison de la pandémie de COVID-19. Le marché du travail canadien a connu une forte croissance de l'emploi et le taux de chômage a atteint le plus bas niveau (5,7 %)^{Note de bas de page 62} en 2019 - le plus bas enregistré depuis 1976 - avant de commencer à augmenter en mars 2020.^{Note de bas de page 63} En raison de la forte demande sur le marché du travail et des faibles taux de chômage observés depuis quelques années, les chômeurs qui ont reçu des prestations régulières d'assurance-emploi à la suite d'une cessation d'emploi ont pu trouver un emploi relativement rapidement^{Note de bas de page 64}. Cela se reflète dans la tendance à la baisse observée pour le taux d'épuisement des droits depuis l 'EF1617 (consulter le graphique 23).

Description textuelle du graphique 23

	EF1011	EF1112	EF1213	EF1314	EF1415	EF1516	EF1617	EF1718	EF1819	EF1920
Demandes ayant épuisé leurs semaines de prestations en milliers (échelle de gauche)	417,8	460,0	455,2	458,1	456,0	425,8	486,1	484,0	442,0	415,4
Taux d'épuisement de semaines de prestations (échelle de droite)	26,0 %	30,0 %	31,8 %	33,5 %	33,3 %	31,2 %	34,9 %	34,1 %	33,0 %	32,8 %

• 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. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Au cours de l'EF1920, le taux d'épuisement est demeuré relativement inchangé dans la plupart des provinces, sauf à Terre-Neuve-et-Labrador, en Nouvelle-Écosse et au Nouveau-Brunswick, où il a diminué, et au Yukon et au Nunavut, où il a augmenté. Comme on l'a vu au cours des années précédentes, les demandes établies par des femmes ont tendance à avoir un taux d'épuisement plus élevé que les demandes établies par des hommes. Cela peut s'expliquer par le fait que les femmes, en moyenne, ont tendance à avoir droit à moins de semaines de prestations régulières d'assurance-emploi Une plus grande proportion de femmes occupent des emplois à temps partiel et/ou temporaires que les hommes, et accumulent donc moins d'heures d'emploi assurable en moyenne. Toutefois, cette tendance s'est inversée au cours de l'EF1920, car le taux d'épuisement des prestations régulières d'assurance-emploi établies par les femmes était légèrement inférieur à celui des hommes. Cela est probablement dû à la part croissante de femmes occupant un emploi à temps plein^{Note de bas de page 65}.

Par groupe d'âge, le taux d'épuisement pour les demandes établies par des prestataires âgés de 55 ans et plus a légèrement diminué dans l 'EF1920 par rapport à l'année précédente, tandis qu'il est resté inchangé pour les autres groupes d'âge. Par catégorie de prestataires d'assurance-emploi, les taux d'épuisement sont demeurés relativement inchangés pour les demandes établies par les travailleurs de longue date et les prestataires occasionnels, mais ont diminué pour les demandes établies par les prestataires fréquents. Cela s'explique en partie par les semaines supplémentaires de prestations régulières d'assurance-emploi accordées aux prestataires saisonniers^{Note de bas de page 66} admissibles dans 13 régions économiques de l'assurance-emploi dans le cadre d'un projet pilote^{Note de bas de page 67} (no 21) et par le chevauchement important entre les prestataires fréquents et les prestataires saisonniers^{Note de bas de page 68}.

• 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. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

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

Les prestations peuvent également prendre fin lorsque la période de prestations, c 'est-à-dire la période au cours de laquelle les prestataires peuvent toucher des prestations d'assurance-emploi, prend fin avant que toutes les semaines potentielles de prestations régulières aient été versées.^{Note de bas de page 69} Lorsqu 'une telle situation survient, à moins qu 'un prestataire ait cessé de remplir les rapports bimensuels d 'a.-e,^{Note de bas de page 70} on considère que la demande a épuisé sa période de prestations. Ces demandes représentaient 20,2 % de toutes les demandes de prestations régulières complétées au cours de l 'EF1920 (consulter le tableau 24).

Exemple: Épuisement des semaines de prestations admissibles et épuisement de la période de prestations

David travaille comme vendeur à temps plein chez un concessionnaire automobile à Saskatoon, en Saskatchewan. En raison de conditions économiques défavorables, les ventes de voitures à Saskatoon ont chuté et il est mis à pied le 6 septembre 2019. À la suite de la cessation d'emploi, David demande des prestations régulières d'assurance-emploi. Après avoir examiné attentivement sa demande, Service Canada détermine que David est admissible et a droit à 19 semaines de prestations régulières d'assurance-emploi basé sur ses heures d'emploi assurable accumulées pendant la période de référence et du taux de chômage régional. Service Canada établit la période de prestations de David (période au cours de laquelle les prestations peuvent être perçues) à partir de la semaine du 22 septembre 2019 pour une durée de 52 semaines. David commence à recevoir des prestations régulières d'assurance-emploi dans la semaine du 22 septembre 2019.

Scénario: épuisement des semaines de prestations

David est incapable de trouver un emploi convenable pour les 19 prochaines semaines depuis qu'il a commencé à recevoir des prestations régulières d'assurance-emploi. À compter du 1er février 2020, il a touché la totalité de ses 19 semaines de prestations régulières d'assurance-emploi. Dans cette situation, on dit que David a épuisé ses semaines de prestations régulières puisque le nombre de semaines de prestations qu 'il a reçues est égal au nombre de semaines de prestations auxquelles il était admissible au cours la période de prestations. Ceci est illustré ci-dessous.

Description textuelle du graphique Scenario 1

[INSERER LA DESCRIPTION]

Dans ce scénario, David commence à recevoir des prestations régulières d'assurance-emploi dans la semaine commençant le 22 septembre 2019 et continue pendant les 15 semaines suivantes jusqu'au 4 janvier 2020. À ce moment-là, David décide de passer aux prestations parentales, car il est devenu parent le 30 décembre 2019. David a partagé ses prestations parentales avec son épouse et a reçu des prestations pour les 37 semaines suivantes jusqu'au 19 septembre 2020. David a également trouvé un nouvel emploi au 20 septembre 2020. Comme la période de prestations de David a pris fin avant qu 'il puisse toucher les 19 semaines de prestations régulières d'assurance-emploi auxquelles il avait droit, dans ce cas, on dit que David a épuisé sa période de prestations. Ceci est illustré ci-dessous.

Description textuelle du graphique Scenario 2

[INSERER LA DESCRIPTION]

Les circonstances qui aboutissent à un épuisement de la période de prestations sont généralement différentes de celles associées à un épuisement des semaines de prestations. De nombreuses variables influencent l 'épuisement de la période de prestations. Parmi celles‑ci, mentionnons le nombre maximal de semaines de prestations régulières auxquelles le prestataire est admissible, les semaines travaillées pendant une période de prestations (menant à des semaines de prestations reportées) et le recours aux prestations spéciales (qui ajoutent un autre type de semaines d 'admissibilité à la demande).

Le tableau 25 présente différentes caractéristiques des demandes de prestations régulières d'assurance-emploi complétées selon le type d'épuisement au cours de l'année de déclaration et de l'année précédente. Lorsque les demandes de prestations régulières d'assurance-emploi complétées sont classées en fonction de leur saisonnalité, on constate que les demandes saisonnières présentent des taux d'épuisement plus faibles que les demandes non saisonnières, mais que cette situation est inversée lorsque l'on tient compte de l'épuisement de la période de prestations. Cela signifie que les prestataires saisonniers sont moins susceptibles de toucher des prestations régulières d'assurance-emploi pendant toute la durée que les prestataires non saisonniers, très probablement en raison de la prévisibilité de leur régime de travail^{Note de bas de page 71}. Au cours de l'EF1920, les taux d'épuisement des prestations ont légèrement augmenté dans les régions à faible taux de chômage (6,0 % ou moins) par rapport à l'année précédente, mais ont diminué dans toutes les autres régions. Cependant, les taux d'épuisement de la période de prestations ont augmenté dans toutes les régions dans l 'EF1920 par rapport à l'année précédente.

La proportion de demandes d'assurance-emploi ordinaires complétées qui ont épuisé leurs semaines ou leur période de prestations est demeurée relativement inchangée dans l 'EF1920 par rapport à l'année précédente. Notamment, une proportion beaucoup plus grande de demandes qui ont épuisé la période de prestations était associée à au moins une semaine de travail pendant la période de prestations, comparativement aux demandes qui ont été complétées par l'épuisement du droit aux prestations. Cela est probablement dû à la disposition relative au travail pendant la période de prestations, qui permet de reporter des semaines d'admissibilité pouvant être utilisées plus tard au cours de la période de prestations. Les demandes qui ont épuisé la période de prestations grâce à la disposition Travailler pendant une période de prestations comptaient, en moyenne, un plus grand nombre de semaines travaillées pendant la période de prestations que les demandes qui ont épuisé leur droit aux prestations (consulter le tableau 25).

Étant donné qu'une plus grande proportion des prestataires qui épuisent leur période de prestations ont également travaillé pendant leur période de prestations, les prestataires qui épuisent leur période de prestations sont donc plus susceptibles d'accumuler suffisamment d'heures d'emploi assurable pendant leur période de prestations pour satisfaire aux exigences d'admissibilité afin d'établir une nouvelle demande après la fin de leur période de prestations. Par conséquent, une proportion beaucoup plus grande de prestataires qui ont épuisé leur période de prestations se sont requalifiés pour une nouvelle demande dans les 4 semaines suivant la fin de leur demande (71,2 % au cours de l'EF1920, comparativement à 8,8 % des demandes terminées qui ont épuisé leur droit aux prestations) – consulter le tableau 25.

Au cours de l'EF1920, la proportion de demandes de prestations régulières d'assurance-emploi combinées à des prestations spéciales d'assurance-emploi qui ont épuisé leur période de prestations (18,2 %) était plus élevée que celle des demandes mixtes qui ont épuisé leur droit aux prestations (11,5 %). Les demandes qui ont épuisé leur période de prestations ont également donné lieu à moins de semaines de prestations régulières d'assurance-emploi (16,7 semaines) que les demandes qui ont épuisé leur droit aux prestations (25,5 semaines). Les demandes de prestations régulières d'assurance-emploi complétées qui ont épuisé leur période de prestations ont utilisé, en moyenne, un peu plus de la moitié (53,4 % durant l'EF1920) de leur droit aux prestations, ce qui représente une légère baisse par rapport à l'année précédente (consulter le tableau 25).

• Remarque : Comprend toutes les demandes complétées pour lesquelles au moins 1 $ a été versé en prestations régulières.
• ^r Données révisées.
• ^p Données préliminaires.
• *Le taux de requalification est défini comme la proportion de prestataires qui se qualifient pour une nouvelle demande de prestations dans les 4 semaines suivant la fin de leur demande.
• **Ne contient que les demandes comprenant au moins une semaine de travail pendant une période de prestations.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

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

Tel que mentionné, les taux d'épuisement sont généralement plus faibles pour les demandes saisonnières que pour les demandes non saisonnières (consulter le tableau 25). Cela est probablement attribuable au fait que de nombreux travailleurs saisonniers sont mis à pied temporairement et sont susceptibles de trouver un emploi dans la même industrie et possiblement chez le même employeur 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'assurance-emploi. 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'assurance-emploi 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'assurance-emploi immédiatement après l 'épuisement de sa demande de prestations précédente. La période sans revenu doit être de 15 semaines ou moins. Sur les 1,37 million de demandes de prestations régulières établies au cours de l'EF1920, environ 75 440 (5,5 %) ont connu une période sans revenu. Parmi eux, environ 4 demandes sur 10 (43,6 %) ont été établies par des prestataires saisonniers. La diminution notable (-9,9 %) du nombre de personnes vivant une période sans revenu à l'échelle nationale au cours de l'EF1920 par rapport à l'année précédente est largement due à la baisse du nombre de prestataires saisonniers (-13,7 %). Cela s'explique probablement par le projet pilote saisonnier^{Note de bas de page 72} mis en place en août 2018, qui a offert des semaines supplémentaires de prestations régulières d'assurance-emploi aux prestataires saisonniers admissibles dans 13 régions économiques de l'assurance-emploi, car le fait de recevoir des semaines supplémentaires de prestations régulières d'assurance-emploi dans le cadre du projet pilote réduit la durée de la période sans revenu. Par conséquent, le nombre de personnes vivant une période sans revenu dans ces régions a diminué considérablement (-31,4 %) de l'EF1819 à l'EF1920, alors que le nombre de personnes vivant une période sans revenu dans les régions économiques de l'assurance-emploi qui ne sont pas visées par ce projet pilote n'a que légèrement changé (-2,0 %) au cours de cette période. La durée moyenne de la période sans revenu était de 5,2 semaines pour toutes les personnes vivant une période sans revenu au cours de l'année visée par le rapport, ce qui est demeuré relativement inchangé au cours des 5 dernières années (consulter le tableau 26).

• 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. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Le graphique 24 illustre la répartition régionale des personnes vivant une période sans revenu au cours de l'EF1920 et de l'exercice précédent. Cinq des 10 provinces et les territoires étaient surreprésentés parmi les personnes vivant une période sans revenu par rapport à la part nationale globale des personnes vivant une période sans revenu (5,5 %) au cours de l'EF1920, alors qu'au cours de l'exercice précédent, 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 personnes vivant une période sans revenu par rapport à la part nationale (6,5 %). Cette situation est principalement attribuable à la composition des marchés du travail locaux.

Description textuelle du graphique 24

Province	Demandes de pestations avec une période sans revenu, EF1819	Part en % des demandes de prestations régulières, EF1819	Demandes de pestations avec une période sans revenu, EF1920	Part en % des demandes de prestations régulières, EF1920
Terre-Neuve et Labrador	5 160	7,7 %	4 030	6,4 %
Île du-Prince-Édouard	1 510	9,7 %	1 360	9,2 %
Nouvelle-Écosse	5 270	8,5 %	5 340	8,6 %
Nouveau-Brunswick	6 340	9,3 %	5 010	7,3 %
Québec	26 890	7,0 %	21 660	5,4 %
Ontario	19 000	5,2 %	18 190	4,6 %
Manitoba	3 030	7,1 %	2 600	6,1 %
Saskatchewan	2 360	6,3 %	2 260	5,5 %
Alberta	6 630	5,2 %	7 470	5,3 %
Colombie-Britannique	7 130	5,9 %	7 200	5,3 %
Territoires	430	10,4 %	320	8,1 %
Canada	83 750	6,5 %	75 440	5,5 %

• 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. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

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'assurance-emploi 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^{Note de bas de page 73}, détermine de quelle façon les prestations d'assurance-emploi seront ajustées en fonction du 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'assurance-emploi. 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 74}.

Au cours de l 'EF1920, la disposition relative au TPPP en vigueur était 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'assurance-emploi 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 75}.

Certains prestataires admissibles^{Note de bas de page 76} 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'assurance-emploi ne soient réduites, après quoi toute somme d 'argent gagnée est déduite des prestations à raison d 'un dollar pour chaque dollar gagné. Cette règle de rémunération de rechange est en place pour une période de transition de 3 ans, jusqu 'au 14 août 2021.

Durant l 'EF1920, la disposition relative au TPPP s 'appliquait aux prestataires d'assurance-emploi recevant des prestations régulières, pour pêcheurs, de maladie, de maternité, parentales, de compassion, et pour proches aidants d 'enfants ou d 'adultes^{Note de bas de page 77}.

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'assurance-emploi versées pour ces semaines soient complètes, partielles ou nulles. Afin de faciliter la lecture du texte, ces demandes de prestations et leurs bénéficiaires sont désignés dans cette sous-section comme ayant « au moins 1 semaine de travail pendant une période de prestations » même si la semaine ou les semaines de travail étaient partielles (par exemple, 2 jours de travail).

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 ouverte^{Note de bas de page 78} 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 ouverte durant l 'EF1920, 754 500 (ou 43,0 %) ont travaillé au moins 1 semaine pendant une période de prestations au cours de cet exercice financier (consulter le tableau 27). Au cours de la même période, 48,9 % de toutes les demandes de prestations régulières complétées comptaient au moins 1 semaine de travail pendant une période de prestations.

• Remarque : Comprend toutes les demandes de prestations (ou tous les prestataires) pour lesquelles (où à qui) au moins 1 $ de prestations régulières d'assurance-emploi a été versé.
• ^p Données préliminaires.
• * Consulter l 'annexe 2.1 pour obtenir les définitions des prestations saisonnières définies dans ce tableau.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

La proportion de prestataires réguliers (ou de demandes complétées) ayant travaillé au moins 1 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'assurance-emploi 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 (50,2 %), le Québec (51,4 %), et les industries des services d 'enseignement (59,4 %) et de la construction (49,2 %). 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 sur la disposition relative au TPPP se penche sur la fréquence du TPPP mesurée en termes de proportion et de nombre moyen de semaines travaillées pendant une période de prestations. Plus précisément, elle examine si un revenu d 'emploi a été déclaré pour 1 semaine durant laquelle un prestataire était admissible à des prestations régulières d'assurance-emploi.

La première mesure est la proportion de semaines travaillées pendant une période de prestations parmi les semaines pour lesquelles les prestataires étaient admissibles à recevoir des prestations régulières d'assurance-emploi au cours de l 'exercice financier examiné (peu importe l 'année où la demande a été établie). Cette mesure de la fréquence du TPPP reflète les conditions du marché du travail et les dispositions relatives au TPPP en vigueur au cours de la période visée. La proportion de semaines travaillées pendant une période de prestations était de 23,6 % pour l 'EF1920, ce qui est sensiblement inchangée par rapport à l 'exercice financier précédent (consulter le tableau 28).

La deuxième mesure est le nombre moyen de semaines travaillées pendant une période de prestations pour les demandes de prestations régulières d'assurance-emploi complétées durant l 'exercice financier examiné et comptant au moins 1 semaine de travail pendant la période entière couverte par la demande. Cette mesure de la fréquence du TPPP se base sur toute la durée de la demande, plutôt que sur une période de référence précise. Le nombre moyen de semaines travaillées pendant une période de prestations s 'est établi à 10,6 semaines durant l 'EF1920, pratiquement inchangé comparativement à 11,0 semaines pour l 'EF1819 (consulter le tableau 28).

• Remarque : Les variations sont basées sur des chiffres non arrondis. Comprend toutes les demandes pour lesquelles au moins 1 $ de prestations régulières d'assurance-emploi a été versé.
• * Les données sont fondées sur les semaines travaillées pendant une période de prestations au cours de la période visée, peu importe le moment où la demande a été établie.
• ** Consulter l'annexe 2.1 pour obtenir les définitions des prestations saisonnières définies dans ce tableau.
• ^r1 Données révisées. La méthodologie a été légèrement modifiée pour exclure certaines semaines pour lesquelles les prestataires n 'étaient pas admissibles à recevoir des prestations régulières d'assurance-emploi.
• ^r Données révisées.
• ^p Données préliminaires.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Une analyse 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 1 semaine pendant une période de prestations. En effet, les prestataires saisonniers, les femmes, les prestataires âgés de 25 à 44 ans et de 45 à 54 ans, et les prestataires établis dans les provinces de l 'Atlantique (sauf l 'Île-du-Prince-Édouard) et du Québec affichaient des proportions de semaines travaillées pendant une période de prestations plus élevées que la moyenne nationale pour l 'EF1920.

Rémunération hebdomadaire liée au travail pendant une période de prestations

Il existe une différence entre la rémunération hebdomadaire moyenne des prestataires qui travaillaient pendant une période de prestations et ceux qui ne travaillaient pas. Basé sur les demandes de prestations régulières d'assurance-emploi complétées au cours de l 'EF1920, 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 (prestations régulières et revenus d 'emploi) plus élevé (657 $) comparativement à ceux qui n'ont pas travaillé pendant leur période de prestations (451 $) (consulter le tableau 29). Ils ont aussi reçu, en moyenne, moins de prestations d'assurance-emploi que ceux qui n'ont pas travaillé pendant leur période de prestations (334 $ par semaine comparativement à 451 $). Au cours de leurs semaines travaillées, les prestataires qui ont travaillé pendant leur période de prestations ont rapporté une rémunération d'emploi hebdomadaire moyenne de 796 $ pour l 'EF1920.

• Remarque : Comprend toutes les demandes complétées pour lesquelles au moins 1 $ de prestations régulières d'assurance-emploi a été versé.
• * Incluent les semaines où les prestations d'assurance-emploi, ont été différées (c 'est-à-dire pour lesquelles 0 $ en prestations a été versé et qui avaient un revenu d 'emploi élevé). Les rémunérations moyennes pour cette catégorie correspondent à la somme de l 'ensemble des prestations régulières versées tout au long d 'une demande, ou des revenus d 'emploi, divisée par le nombre de semaines au cours desquelles la demande était active.
• ** La moyenne des revenus d 'emploi hebdomadaires pour cette catégorie correspond au total des revenus d 'emploi divisé par le nombre total de semaines travaillées pendant une période de prestations.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

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

Au cours de l'EF1920, le nombre de nouvelles demandes établies par les apprentis a diminué de 6,1%, passant de 50 200 à 47 180. Cette baisse était en grande partie attribuable à la diminution du nombre de nouvelles demandes établies en Colombie-Britannique et dans les provinces des Prairies (-2 420 demandes). Le nombre de demandes a diminué dans toutes les provinces et tous les territoires, à l'exception de l'Île-du-Prince-Édouard et du Nouveau-Brunswick. En termes relatifs, les provinces et territoires ayant affiché la plus forte baisse d'une année à l'autre étaient les Territoires (-25,0 %), suivis de Terre-Neuve-et-Labrador (-16,1 %), de la Saskatchewan (-15,3 %) et du Manitoba (-12,9 %).

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'assurance-emploi (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'assurance-emploi pertinentes. De la totalité des demandes établies par des apprentis au cours de l 'exercice financier considéré, 48,8 % (soit 23 000 demandes) contenaient au moins une semaine de prestations régulières versées en dehors des périodes de formation à temps plein, tandis que 1,0 % d 'entre elles (soit 480 demandes) comprenaient au moins une semaine de prestations spéciales versées en dehors des périodes de formation à temps plein, dont 320 demandes de prestations de maladie.

Contrairement à la diminution des nouvelles demandes établies, le montant total de prestations d'assurance-emploi versées aux apprentis s 'est accru de 12,0 % par rapport à l 'année précédente, atteignant ainsi 329,6 millions de dollars. La plus forte augmentation parmi les provinces a été enregistrée au Nouveau-Brunswick (+30,1%), suivi de l 'Ontario (+22,7 %) et de l 'Île-du-Prince-Édouard (+20,1 %). Sur les 329,6 millions de dollars versés en prestations, 201,5 millions (ou 61,1 % du total des prestations d'assurance-emploi 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 (119,1millions ou 36,1 % du montant total de 329,6 millions de dollars versé en prestations d'assurance-emploi), et les prestations spéciales n 'en représentaient qu 'une petite fraction (4,3 M$ ou 1,3 %).

Au cours de l 'E1920, 80 % des demandes de prestations d'assurance-emploi établies par des apprentis provenaient de l 'Ontario, de l 'Alberta et de la Colombie-Britannique, ce qui correspond aux tendances observées au cours des dernières années. 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 (94,7 % de l 'ensemble des demandes) et comptaient pour la plus grande part du montant des prestations d'assurance-emploi versées aux apprentis (93,9 %) lors de l 'EF1920. 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 (11,5 % en 2019)^{Note de bas de page 82}.

• Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre au total indiqué. Les variations en pourcentage sont basées sur des chiffres non arrondis. Comprend toutes les demandes établies par des apprentis ayant été référés vers de la formation en vertu de l 'article 25 de la Loi sur l'assurance-emploi pour lesquelles au moins 1 $ a été versé en prestations d'assurance-emploi pendant que le prestataire était en formation.
• * Le faible total d 'apprentis au Québec est attribuable à la conception unique du programme pour cette province, où les apprentis suivent toute leur formation technique avant de commencer leur formation en cours d 'emploi.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Les prestataires âgés de 25 à 44 ans ont établi la plus grande proportion des demandes de prestations d'assurance-emploi associées aux programmes d 'apprentissage et à la formation technique à temps plein (52,8 %) et ont aussi reçu la plus grande part des montants des prestations d'assurance-emploi versées aux apprentis (56,7 %). Ils étaient suivis par les 15 à 24 ans qui représentaient 44,3 % de toutes les demandes et 40,3 % du montant total versé en prestations. Les prestataires âgés de 45 ans et plus représentaient près de la moitié de toutes les demandes régulières d'assurance-emploi établies, mais seulement 2,6 % de toutes les demandes d'apprentissage d'assurance-emploi au cours de l'EF1920. 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 83}.

À l 'instar des exercices précédents, la majorité des demandes de prestations établies par des apprentis et des montants versés relevaient du secteur de la construction (58,1 % des demandes établies et 62,1 % des montants versés) au cours de l 'EF1920 (consulter le tableau 31).

Du point de vue des groupes professionnels, la majorité des prestataires d'assurance-emploi ayant participé à des programmes d 'apprentissage et ayant suivi une formation technique à temps plein se retrouvaient dans le groupe professionnel des métiers du transport et de la machinerie^{Note de bas de page 84} (92,0 %). Ces prestataires ont aussi reçu 92,1 % de l 'ensemble des prestations versées aux apprentis. Même si les prestataires de ce groupe professionnel, qui étaient des apprentis, travaillaient principalement dans le secteur de la construction, certains œuvraient aussi dans les secteurs de la fabrication, des autres services (sauf les administrations publiques) et du commerce de détail.

• Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre au total indiqué. Les variations en pourcentage sont basées sur des chiffres non arrondis. Comprend toutes les demandes établies par des apprentis ayant été référés vers de la formation en vertu de l 'article 25 de la Loi sur l'assurance-emploi pour lesquelles au moins 1 $ a été versé en prestations d'assurance-emploi pendant que le prestataire était en formation.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Niveau et durée des prestations d'assurance-emploi pour les apprentis

Durant la période examinée, le taux de prestations hebdomadaires moyen accordé aux apprentis a augmenté de +2,3 % pour s 'établir à 513 $. À l 'instar des exercices précédents, le taux de prestations hebdomadaires moyen des apprentis était supérieur à la moyenne de l 'ensemble des prestations régulières d'assurance-emploi (483 $).

Comme pour l 'année précédente, les prestataires des territoires et de l 'Alberta qui étaient apprentis ont reçu les taux de prestations hebdomadaires moyens les plus élevés durant la période considérée (respectivement 551 $ et 532 $). En moyenne, le taux de prestations hebdomadaires était plus élevé chez les hommes (515 $) que chez les femmes (492 $) et chez les prestataires âgés de 45 à 54 ans (533 $), suivis de ceux âgés de 25 à 44 ans (525 $). De plus, parmi les groupes d'âge, les prestataires de moins de 25 ans ont reçu le taux de prestations hebdomadaires moyen le plus bas (497 $), suivis de ceux âgés de 55 ans et plus (505 $).

La durée moyenne des demandes de prestations régulières d'assurance-emploi complétées en EF1920 par les prestataires pendant leur formation technique à temps plein était de 8,9 semaines, soit un niveau relativement inchangé par rapport à l'EF1819 (9,0 semaines). La durée moyenne des demandes du Manitoba (9,6 semaines), de l 'Ontario (9,1 semaines) et de la Colombie-Britannique (9,1 semaines) était au-dessus de la moyenne nationale (8,9 semaines). Contrairement à l'année précédente, la durée moyenne des prestations régulières d'assurance-emploi reçues par les femmes pendant leur formation technique à temps plein était légèrement supérieure à celle des hommes (9,2 semaines contre 8,9 semaines). Comme pour l 'EF1819, on a observé un nombre de semaines de prestations un peu moins élevé (7,3 semaines) chez les prestataires de 55 ans et plus comparativement à ceux âgés de 25 ans et moins (9,0 semaines) et à ceux âgés de 25 à 54 ans (8,9 semaines).

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 38, d'une année à l'autre, le nombre de nouvelles demandes a augmenté dans toutes les provinces et tous les territoires. En valeur absolue, l 'augmentation la plus marquée dans le nombre de demandes a été enregistrée en Ontario (+2 650 demandes), suivie du Québec (+1 385 demandes) et du Manitoba (+1 192 demandes). Comme l 'année précédente, l 'Ontario comptait la part la plus importante du nombre total de nouvelles demandes établies (36,0 %), suivi du Québec (21,5 %) et du Manitoba (15,6%). En termes de montant payé, ce sont les mêmes provinces, l'Ontario recevant la plus grande part avec 32,8 %, suivi du Québec (25,2 %) et du Manitoba (16,3 %) au cours de l'E1920. Aucune demande n 'avait été établie dans les territoires.

• Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués. Les parts en pourcentage sont basées sur des chiffres non arrondis. Comprend toutes les demandes pour lesquelles au moins 1 $ en prestations de Travail partagé a été versé.
• ^r Dans les rapports de contrôle et d 'évaluation de l'assurance-emploi précédents, les montants versés en prestations de Travail partagé étaient basés sur un échantillon de 10 % des données administrative de l'assurance-emploi 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 sur les demandes et le montant versé reposent sur un échantillon de 100 % des données administratives de l'assurance-emploi.

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 'EF1920, les hommes représentaient 77,2 % des nouvelles demandes de prestations de Travail partagé et 77,7 % du montant total versé en prestations. Les travailleurs âgés de 25 à 54 ans représentaient 67,5 % de toutes les nouvelles demandes de prestations de Travail partagé et des 67,2 % 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 (6,8 %) et pour ce qui est du montant versé (6,1 %) comparativement à leur part totale de l 'emploi (13,1 %) pour l 'EF1920^{Note de bas de page 93}.

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 (81,7 %) établies lors de l 'EF1920, en baisse par rapport à la proportion de 85,4 % durant l 'exercice précédent. Ces travailleurs représentaient la plus grande part du montant total versé en prestations de Travail partagé (86,6 %), une augmentation comparativement à 80,3 % au cours de l 'EF1819 (consulter le tableau 38), ce qui est disproportionné comparativement à leur part de l 'emploi total (environ 9,1 %)^{Note de bas de page 94}.

Au sein des industries productrices de services, les travailleurs des industries du commerce de gros et des services professionnels, scientifiques et techniques représentaient respectivement 5,3 % et 2,8 % des demandes de prestations de Travail partagé. En ce qui concerne le montant total versé, les travailleurs du secteur du commerce de gros ont reçu 3,0 % du total des prestations de Travail partagé versées durant l 'EF1920, suivis de près par les travailleurs du secteur des services professionnels, scientifiques et techniques, qui représentaient 2,6 % du total des prestations de Travail partagé versées lors de l 'EF1920. 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.

Prestations spéciales de l'assurance-emploi et entreprises

Selon les données fiscales de 2018, soit les dernières microdonnées disponibles au moment de la rédaction du présent rapport, il y avait environ 206 400 entreprises (16,8 % de l 'ensemble des entreprises en 2018) liées à l 'établissement d 'une demande de prestations spéciales de l'assurance-emploi en tant qu 'employeurs actuels ou derniers employeurs des prestataires (voir le tableau 41). Il s 'agit d 'une augmentation de 1,5 % par rapport à 2017.

• * Les catégories relatives à la taille des entreprises sont tirées d 'une publication de Statistique Canada intitulée La dynamique des entreprises au Canada. Les petites entreprises sont celles qui emploient de 1 à 19 employés. Les entreprises de petite à moyenne taille comptent de 20 à 99 employés, et les entreprises de moyenne à grande taille, de 100 à 499 employés. Les grandes entreprises emploient 500 travailleurs ou plus.
• ** Le nombre de travailleurs d 'une entreprise est celui des personnes ayant un revenu d 'emploi de cette dernière, comme indiqué sur le formulaire T4. Le nombre de travailleurs est ajusté afin que chaque membre de la population active ne soit compté qu 'une seule fois et que les travailleurs qui travaillaient pour plus d 'une entreprise soient pris en compte. Par exemple, si un travailleur a gagné 25 000 $ au service d 'une première entreprise et 25 000 $ au service d 'une deuxième, ce dernier est codé comme 0,5 employé dans le cas de la première entreprise et 0,5 dans le cas de la deuxième.
• *** Ces données reposent sur le nombre de personnes touchant des prestations spéciales de l'assurance-emploi en 2018.
• Sources: 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 Données administratives de l 'Agence du Revenu du Canada (ARC). Les données administratives de l 'ARC reposent sur un échantillon de 100 %.

La répartition de la main d 'œuvre et des prestataires de prestations spéciales de l'assurance-emploi sont à peu près similaires par taille d 'entreprise, contrairement aux prestations régulières de l'assurance-emploi où les grandes entreprises sont sous-représentées (consulter la section 2.2). Dans le cas des prestations spéciales, l 'écart le plus important entre la distribution des emplois et celle des prestataires a été observé dans les petites entreprises, mais il s 'agit d 'une différence de 2,6 points de pourcentage seulement. Tandis que les questions relatives au réaménagement des effectifs dans un contexte commercial ou économique difficile peuvent expliquer en partie le recours plus élevé aux prestations régulières de l'assurance-emploi chez les travailleurs des petites entreprises, l'utilisation des prestations spéciales de l'assurance-emploi est probablement plus liée au profil démographique de la main-d'œuvre, aux situations individuelles et à la nature du travail dans l'industrie.

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 2019, 223 500 nouvelles mères (celles ayant un enfant âgé de 12 mois ou moins) vivant à l 'extérieur du Québec occupaient un emploi assurable en 2019, soit 74,2 % de toutes les nouvelles mères. Parmi ces nouvelles mères ayant un emploi assurable, 87,9 % ont déclaré avoir reçu des prestations de maternité ou des prestations parentales, soit une augmentation de 2,5 points de pourcentage par rapport à 2018 (85,4 %) (consulter le graphique 30).

Description textuelle du graphique 30

	2010	2011	2012	2013	2014	2015	2016	2017	2018	2019
Part des nouvelles mères	84,9 %	85,1 %	85,4 %	89,3 %	86,1 %	83,0 %	88,8 %	87,2 %	85,4 %	87,9 %

• Source : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l'assurance-emploi, 2010 à 2019.

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 était de 20,5 % en 2019 comparativement à 15,0 % en 2018 et 11,9 % en 2017. Cette hausse peut être expliquée par les semaines supplémentaires de prestations d'assurance-emploi qui sont offertes depuis mars 2019 aux nouveaux parents qui partagent les prestations parentales. Au Québec, une part plus importante des conjoints de nouvelles mères ont touché des prestations parentales ou avaient envisagé de le faire (85,6 %) ce qui peut être largement attribuable à la prestation de paternité versée spécifiquement aux conjoints dans le cadre du RQAP.

Demandes de prestations de maternité de l'assurance-emploi, montants versés et niveaux de prestations

Au cours de l 'EF1920, près de 167 700 nouvelles demandes de prestations de maternité ont été établies, ce qui représente une baisse de 1,4 % par rapport à l 'EF1819 (consulter le tableau 42). Le nombre de demandes de prestations de maternité a diminué dans tous les provinces et les territoires, à l 'exception de l 'Ontario et de l 'Alberta, où il a faiblement augmenté.

• Remarque : Les chiffres ayant été arrondis, leur somme peut ne pas correspondre aux totaux indiqués. Les variations en pourcentage sont basées sur des chiffres non arrondis. Comprend toutes les demandes pour lesquelles au moins 1 $ en prestations de maternité de l'assurance-emploi a été versé.
• Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi. Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Les femmes âgées de 25 à 39 ans ont établi 88,4 % des nouvelles demandes de prestations de maternité durant la période examinée, tandis que les femmes âgées de 24 ans et moins et celles âgées de 40 ans et plus représentaient respectivement 7,4 % et 4,2 % des nouvelles demandes. Le nombre de demandes de prestations de maternité a peu changé par rapport à l 'exercice précédent pour les mères de 25 à 39 ans et pour celles de 40 ans et plus, alors qu 'il a connu une baisse notable pour les mères de 24 ans et moins.

Le montant versé en prestations de maternité s 'est accru de 3,8 % par rapport à l 'EF1819 pour atteindre un peu plus de 1,2 milliard de dollars pour l 'EF1920. Les montants en prestations de maternité ont augmenté en Nouvelle-Écosse, en Ontario, en Alberta, et en Colombie-Britannique, tandis que les autres provinces et les territoires ont enregistré des montants inférieurs à ceux de l 'EF1819. Parallèlement, les paiements de prestations de maternité ont augmenté pour les mères âgées de 25 à 39 ans et pour celles âgées de 40 ans et plus, mais ont diminué pour celles âgées de 24 ans et moins.

Les prestations de maternité se combinent souvent, dans le cadre d'une même demande, avec d'autres types de prestations, en particulier avec les prestations parentales et les prestations de maladie. En effet, 98,8 % des demandes de prestations de maternité complétées durant l 'EF1920 incluaient d'autres types de prestations de l'assurance-emploi (consulter la sous-section 2.1.2).

Le taux de prestations de maternité hebdomadaires moyen a augmenté de 3,6 % pour atteindre 482 $ durant l 'EF1920. Un peu plus de la moitié (52,5 %) des prestataires ont reçu le taux maximum de prestations de maternité hebdomadaires. En moyenne, le taux de prestations de maternité hebdomadaires le plus élevé a été versé dans le cas des demandes de prestations établies au Nunavut (541 $) et dans les Territoires du Nord-Ouest (525 $) et par les mères âgées de 40 ans et plus (501 $).

Demandes de prestations parentales de l'assurance-emploi, montants versés et niveaux de prestations

Le nombre total de nouvelles demandes de prestations parentales établies a augmenté de 6,4 % par rapport à l 'EF1819, pour s 'établir à 212 800 au cours de l 'EF1920 (consulter le tableau 43). Les prestations parentales prolongées, qui enregistraient la plus forte augmentation, comptaient pour 17,8 % de toutes les demandes établies au cours de la période examinée, une hausse comparativement à 16,0 % pour l 'EF1819. Les demandes provenant de parents adoptifs ont continué de représenter moins de 1,0 % (environ 1 500) de toutes les demandes de prestations parentales durant l 'EF1920.