Annexe 6 : Principales études citées dans le rapport

Principale(s) constatation(s)

• Au fil du temps, il y a un délai habituel d’environ 10 à 12 mois entre les cycles du taux de chômage (TC) et du taux de chômage de long-terme (TCLT). Le TCLT fluctue beaucoup plus d’un mois à l’autre que le TC.
• Par genres, les hommes ont eu un TCLT supérieur à celui des femmes durant 62 des 68 trimestres à l’étude. L’écart entre hommes et femmes était prononcé durant la récession de 2008‑09 et durant la crise pétrolière, mais cet écart était moins marqué durant la pandémie de COVID-19, ce qui suggère que les différences entre les 2 groupes pourraient être expliquées par des facteurs liés à l’industrie.
• En termes d’âge, la population plus âgée (55 ans et plus) a eu le TCLT le plus élevé durant les 68 trimestres à l’étude. Au fil des ans, la population plus âgée a représenté une part de plus en plus grande du CLT. En fait, même si sa part de la population active et du chômage a augmenté, sa part du CLT a augmenté de manière encore plus importante. Cela peut être lié à des facteurs associés à l’évolution des exigences en matière de compétences et à l’inadéquation des compétences chez les personnes âgées.
• Par provinces, Terre-Neuve‑et‑Labrador ainsi que l’Ontario ont eu des TCLT élevés durant la majorité de la période à l’étude. L’Alberta et la Saskatchewan ont eu des TCLT élevés depuis la crise pétrolière du milieu des années 2010.

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Principale(s) constatation(s)

Les méthodes de recherche d’emploi préférentielles des chercheurs d’emploi canadiens sont restées essentiellement les mêmes, mais ceux-ci ont adopté des stratégies plus diversifiées au fil du temps.

• Entre 2015 et 2022, les 3 principales méthodes de recherche d’emploi étaient : (i) de consulter les offres d’emploi; (ii) de communiquer directement avec les employeurs; et (iii) de répondre aux offres d’emploi.
• De 2015 à 2022, la proportion de chercheurs d’emploi qui utilisaient des niveaux inférieurs d’intensité de recherche d’emploi diminue. Par exemple, le pourcentage de personnes qui ont recours à une seule méthode a baissé, passant de 43,3 % à 32,9 %, tandis que celui des personnes qui utilisent 3 méthodes a augmenté et est passé de 15,9 % à 20,8 %.

Les méthodes de recherche d’emploi et l’intensité de la recherche d’emploi varient en fonction des caractéristiques sociodémographiques.

• Des différences entre les sexes ont été observées dans les méthodes de recherche d’emploi. Les femmes étaient moins nombreuses que les hommes à communiquer directement avec les employeurs. Les jeunes, notamment ceux âgés de 15 à 44 ans, ont démontré une plus grande intensité de recherche d’emploi en combinant diverses méthodes. De plus, un niveau de scolarité plus élevé était associé à une plus grande intensité dans la recherche d’emploi.

Les méthodes de recherche d’emploi les plus efficaces pour tous les chercheurs d’emploi sont de vérifier auprès des syndicats et de communiquer directement avec les employeurs.

• La vérification auprès des syndicats et la communication directe avec les employeurs sont associées à une plus grande probabilité de réussite; elle représente une augmentation des probabilités de 4,5 % et de 3,4 %, respectivement.
• L’efficacité probable des diverses méthodes de recherche d’emploi diffère en fonction du statut d’admissibilité à l’assurance-emploi. Certaines techniques pratiques, comme répondre à des offres d’emploi et communiquer avec des bureaux privés de placement, ne sont pas associées à une plus grande probabilité de réussite pour les personnes admissibles à l’assurance-emploi.

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Auteur(s), Année

EDSC: Direction de la politique de l’assurance-emploi, 2024

Objectif(s)

Cette étude examine l’impact des 2 différentes séries de mesures temporaires de l’assurance-emploi mises en place en réponse à la pandémie de COVID-19 en ce qui concerne l’accessibilité aux prestations et le soutien du revenu additionnel fourni aux travailleurs, et estime les coûts additionnels générés par les mesures temporaires.

Principale(s) constatation(s)

Durant la première série de mesures temporaires (demandes établies du 27 septembre 2020 au 25 septembre 2021):

• 12,7 % des demandes de prestations régulières et 9,6 % des demandes de prestations spéciales n’auraient pas été admissibles sans les mesures temporaires.
• 64,6 % des demandes de prestations régulières et 53,7 % des demandes de prestations spéciales ont eu un taux de prestations hebdomadaires plus élevé que celui qu’elles auraient reçu sans les mesures temporaires.
• 45,4 % de toutes les demandes de prestations régulières ont utilisé plus de semaines de prestations régulières que ce dont elles auraient eu droit sans les mesures temporaires; 22,5 % de toutes les demandes régulières ont épuisé les 50 semaines de prestations régulières.

Durant la deuxième série de mesures temporaires (demandes établies du 26 septembre 2021 au 24 septembre 2022):

• 13,3 % des demandes de prestations régulières et 5,2 % des demandes de prestations spéciales n’auraient pas été admissibles sans les mesures temporaires.
• 9,5 % des demandes de prestations régulières et 9,0 % des demandes de prestations spéciales ont bénéficié de la mesure du taux minimum de prestations hebdomadaires de 300 $ (demandes établies du 26 septembre 2021 au 20 novembre 2021).

Le total des coûts additionnels pour les principales mesures temporaires est estimé à 20,6 milliards de dollars (G$): 19,3 G$ pour la première série de mesures et 1,3 G$ pour la deuxième série de mesures.

• Le coût additionnel le plus élevé est relié à la mesure du taux minimum de prestations hebdomadaires de 500 $, avec des coûts de 9,9 G$ pour les demandes de prestations régulières et 933 millions de dollars pour les demandes de prestations spéciales. La mesure du maximum de 50 semaines de prestations régulières a eu un coût additionnel de 4,6 G$.

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Principale(s) constatation(s)

• La part des bénéficiaires ayant droit au supplément familial (SF) de l’assurance-emploi a diminué, passant de 6,0 % en 2007 à 2,0 % en 2022. L’ajustement du seuil maximum de revenu familial net en fonction de l’inflation augmenterait la part des prestataires ayant droit au SF de 2,2 points de pourcentage (p.p.) en moyenne par année au cours de la période d’étude (à partir de 1,5 p.p. en 2007 à 2,9 p.p. en 2022).
• Les nouveaux bénéficiaires potentiels seraient plus susceptibles d’être plus âgés, d’être des hommes, d’avoir moins d’enfants, de travailler dans les secteurs de la fabrication et de la construction et d’être plus susceptibles d’être célibataire.
• Le supplément hebdomadaire moyen du SF est passé de 40 $ en 2007 à 43 $ en 2022. Si le SF avait été ajusté en fonction de l’inflation, la prestation hebdomadaire moyenne du SF aurait augmenté à 46 $ en 2022. Les prestations du SF moyennes augmenteraient le plus pour les femmes, les prestataires commençant par les prestations de maladie ou de maternité/parentales, les prestataires célibataires, les prestataires de moins de 30 ans, les prestataires du secteur des services et les prestataires résidant dans les provinces de l’Atlantique.
• En moyenne, seulement 51,8 % des prestataires ayant des enfants sous les seuils de la Mesure de faible revenu (MFR) étaient éligibles au SF. Cette part a diminué au cours de la période d’étude, passant de 61,0 % en 2007 à 30,7 % en 2021. Si le seuil du SF était ajusté en fonction de l’inflation, la proportion de prestataires ayant des enfants sous les seuils de la MFR admissibles au SF augmenterait à 61,8 % en 2021.

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Principale(s) constatation(s)

• Entre 2008 et 2017, le nombre d’entreprises ayant un régime de PSC enregistré et actif est passé de 5 714 à 7 782 - une moyenne annuelle d’environ 6 800 entreprises-ce qui représente un peu plus de 0,5 % de toutes les entreprises au Canada.
• Les régimes de PSC enregistrés pour une maladie, une blessure ou une mise en quarantaine, représentent environ 63 % de tous les régimes, tandis que les régimes pour raison d’un arrêt temporaire de travail, d’une formation, ou ceux pour lesquels plusieurs situations sont combinées représentent environ 10 %, 7 % et 20 % respectivement.
• Globalement, les demandes de prestations d’assurance-emploi pour lesquelles des suppléments sont versés dans le cadre d’un régime de PSC enregistré représentent environ 3 % de toutes les demandes de prestations d’assurance-emploi ou entre 40 000 et 60 000 demandes par année. Toutefois, l’analyse a révélé que seulement 13 % des demandes de prestations d’assurance-emploi pour les entreprises avec un régime de PSC enregistré ont reçu des suppléments.
• Les prestataires qui reçoivent des suppléments aux prestations régulières étaient plus susceptibles de retourner dans la même entreprise après une demande de prestations d’assurance-emploi comparativement à ceux qui travaillaient pour des entreprises qui n’offraient pas de régime de PSC. Un lien positif est observé entre la durée d’emploi et une demande dans le cadre d’un régime de PSC, les travailleurs ayant tendance à rester plus longtemps avec leur employeur si celui-ci offre un régime de PSC.

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Objectif(s)

Cette étude examine l’effet de l’élimination des dispositions que les personnes qui devenaient ou redevenaient membres de la population active (DEREMPA) étaient assujettis avant le 3 juillet 2016.

Principale(s) constatation(s)

• Avant la fin des dispositions, il y avait environ 100 000 DEREMPA qui totalisaient 910 heures assurables ou plus par année et environ 3 000 DEREMPA qui en avaient moins, basé sur les données administratives.
• En comparaison, de 2017 à 2019, le nombre de DEREMPA totalisant au moins 910 heures assurables a considérablement diminué. Cela pourrait indiquer une diminution du nombre d’heures travaillées par certains DEREMPA après la fin des dispositions.
• En général, comparativement aux prestataires non-assujettis aux dispositions et les prestataires saisonniers, les DEREMPA étaient légèrement plus jeunes, avaient une probabilité plus faible d’avoir travaillé dans un emploi syndiqué avant leur demande de prestation, et étaient moins susceptibles d’être célibataires.
• Les DEREMPA ayant accumulé moins de 910 heures assurables étaient plus susceptibles d’être des femmes et d’avoir un niveau de scolarité inférieur à celui des DEREMPA ayant accumulé 910 heures assurables et plus.
• La somme supplémentaire de prestations régulières d’assurance-emploi versées (de 2017 à 2019) associées à la fin des dispositions pour les DEREMPA ont été estimées entre 155 et 230 millions de dollars par année, en utilisant diverses hypothèses. Sur une période de 10 ans, cela pourrait représenter environ un tiers à deux tiers des 3,2 milliards de dollars initialement estimés lors du changement règlementaire.
• Une analyse statistique montre que la probabilité de réclamer à nouveau des prestations régulières d’assurance-emploi au moins une fois dans les 5 années suivant une première demande de prestations régulières n’était pas significative pour les travailleurs licenciés ayant accumulé environ 490 heures durant la période qui précède la période de référence.

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Auteur(s), Année

EDSC: Direction de la politique de l’assurance-emploi, 2024

Objectif(s)

Cette étude a pour but d’examiner la mesure dans laquelle les Relevés d’emploi (RE) à temps partiel sont utilisés pour établir les demandes de prestations régulières de l’assurance-emploi.

Principale(s) constatation(s)

• En moyenne, il y a eu 8,4 millions de cas de cessation d’emploi avec un RE émis dans la population active canadienne chaque année au cours de la période 2001 à 2022. Parmi eux, 61,1 %, soit 5,1 millions, étaient associés à un emploi à temps partiel.
• Raison valable : Parmi les 5,1 millions de RE à temps partiel par an, plus du tiers (34,8 %, ou 1,8 million) étaient dus à un manque de travail (ou à une mise à pied), comparativement à 51,7 % parmi les RE à temps plein.
• Nombre d’heures assurables suffisant : Parmi les 1,8 millions de RE mis à pied à temps partiel, environ 43,0 % avaient suffisamment d’heures assurables, comparativement à 78,9 % de RE licenciés à temps plein avec suffisamment d’heures assurables :
• Environ le quart (25,4 %) disposaient de suffisamment d’heures assurables à eux seuls et 17,6 % n’avaient pas suffisamment d’heures assurables à eux seuls, mais avaient d’autres RE valides à consolider pour atteindre suffisamment d’heures assurables combinées au cours de la période de référence.
• Parmi les 5,1 millions de RE à temps partiel, environ 8,5 % ont été utilisés pour établir des demandes régulières d’assurance-emploi. En ce qui concerne les RE admissibles à temps partiel, 56,5 % ont été utilisés pour établir des demandes régulières d’assurance-emploi, comparativement à 47,1 % des RE admissibles à temps plein utilisés pour établir des demandes régulières d’assurance-emploi.
• Au fil du temps, la part des RE à temps partiel par rapport à l’ensemble des RE a augmenté. La part des RE à temps partiel admissibles et pouvant être utilisés pour établir des demandes régulières d’assurance-emploi a diminué. La proportion de RE à temps partiel utilisée pour établir des demandes régulières d’assurance-emploi a diminué.
• La part des RE à temps partiel admissibles et utilisés pour établir des demandes régulières d’assurance-emploi présentait des tendances contre-cycliques : elles ont augmenté au début de la récession de 2008‑09 et de la pandémie de COVID-19.

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Auteur(s), Année

EDSC: Direction de la politique de l’assurance-emploi, 2024

Objectif(s)

Cette étude présente un profil de la main-d’œuvre à temps partiel et son évolution au cours de la période 1976 à 2021, ainsi qu’une brève analyse du taux de participation des travailleurs à temps partiel à l’assurance-emploi.

Principale(s) constatation(s)

• Entre 1976 et 2021, le nombre de travailleurs à temps partiel est passé de 0,8 million à 2,1 millions. La croissance du nombre de travailleurs à temps partiel a été plus rapide que celle des travailleurs à temps plein. En 2021, les travailleurs à temps partiel représentaient 12,9 % de l’emploi total.
• La part des travailleurs à temps partiel parmi l’emploi total a suivi des tendances contre-cycliques, à l’exception de la pandémie de COVID-19 où la part des travailleurs à temps partiel a diminué car les fermetures économiques ont fortement frappé la main-d’œuvre à temps partiel.
• La part des femmes dans l’emploi à temps partiel a toujours été plus élevée que celle des hommes, mais l’écart entre les sexes s’est progressivement réduit.
• Au fil du temps, moins de travailleurs ont travaillé à temps partiel involontairement. En 2021, 32,0 % des travailleurs à temps partiel travaillaient à temps partiel de manière involontaire, comparativement à 41,5 % en 1997.
• En 2021, les secteurs de production de services représentaient 91,8 % de la main-d’œuvre à temps partiel. L’industrie de l’hébergement et de la restauration détenait la part la plus élevée de travailleurs à temps partiel par rapport à l’ensemble des employés de l’industrie (32,1 %).
• Les travailleurs à temps partiel étaient plus susceptibles de travailler dans des professions moins qualifiées. Toutefois, depuis 1987, les travailleurs à temps partiel se sont déplacés des professions moins qualifiées vers les professions plus qualifiées et les professions en gestion.
• La part des jeunes travaillant à temps partiel a été la plus volatile lors de tous les ralentissements économiques et pendant la pandémie, car ils ont plus tendance à travailler à temps partiel (25,4 %) et occupent généralement des emplois moins qualifiés dans les secteurs de services.
• Depuis 2000, le taux de participation à l’assurance-emploi a toujours été plus faible pour ceux qui ont quitté un emploi à temps partiel que pour ceux qui ont quitté un emploi à temps plein, principalement parce qu’ils travaillent moins d’heures. Le taux de participation à l’assurance-emploi est passé de 6,8 % en 2000 à 4,6 % en 2019, contre une moyenne de 24,3 % pour les personnes ayant quitté un emploi à temps plein.

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Auteur(s), Année

EDSC : Direction de la politique de l’assurance-emploi, 2023

Objectif(s)

Cette étude a pour but d’examiner l’utilisation de la mesure Action Compétences depuis son lancement en 2018 et comment ses participants se comparent à ceux sous la Partie II de l’assurance-emploi qui ne sont pas des apprentis, et aux prestataires de prestations régulières d’assurance-emploi.

Principale(s) constatation(s)

• De 2018 à 2022, 3 420 travailleurs de longue date ont reçu une permission de Service Canada pour continuer de recevoir des prestations régulières d’assurance-emploi pendant qu’ils suivaient une formation à temps plein auto-financée dans le cadre de la mesure Action Compétences. Ils représentent environ 0,3 % des travailleurs de longue date qui reçoivent des prestations régulières d’assurance-emploi chaque année. Ils ont reçu au total 53,9 millions de dollars de prestations d’assurance-emploi au cours des 4 exercices financiers examinés.
• Lorsque l’on compare les participants d’Action Compétences avec les individus qui suivent une formation autre qu’un programme d’apprentis sous la Partie II de l’assurance-emploi (des prestataires de prestations régulières d’assurance-emploi qui ont obtenu une permission en vertu de l’article 25 de la Loi sur l’assurance-emploi pour continuer de recevoir des prestations d’assurance-emploi pendant une formation à temps plein) :
• Les participants d’Action Compétences sont généralement plus âgés. Par définition, un travailleur de longue date doit avoir travaillé plusieurs années, ce qui peut expliquer en partie la différence d’âge entre les 2 groupes.
• La ventilation par sexe est similaire entre les 2 groupes. En revanche, il y a une plus grande proportion de femmes au sein des 2 groupes que parmi l’ensemble des prestataires de prestations régulières d’assurance-emploi.
• Par région, il y a relativement moins de participants d’Action Compétences provenant des provinces atlantiques, tandis qu’il y a relativement plus de participants provenant de l’Alberta.
• Les participants proviennent d’une grande variété d’industries. Cependant, les secteurs de la Fabrication, de la Construction et du Commerce de détail représentent les plus grandes parts de participants pour les 2 groupes.
• Au niveau du revenu un an avant de demander des prestations d’assurance-emploi, les participants d’Action Compétences avaient, en moyenne, un revenu d’emploi significativement plus élevé. Par définition, ils ont travaillé plusieurs années, ce qui peut expliquer en partie leur revenu d’emploi plus élevé.

Disponibilité

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Objectif(s)

Cette évaluation évalue les prestations de maternité et parentales de l’assurance-emploi pour les travailleurs salariés en termes d’accès, d’utilisation, d’effets et de prestation du programme de janvier 2006 à décembre 2019.

Principale(s) constatation(s)

• De 2006 à 2019, près de 72 % des mères et 81 % des pères ont été couverts par le régime d’assurance-emploi. Environ 90 % d’entre eux étaient admissibles aux prestations de maternité et prestations parentales. Ces taux étaient inférieurs à ceux du Régime québécois d’assurance parentale (RQAP), dont les normes d’admissibilité sont plus faibles.
• Le taux de participation des pères était relativement faible au cours de la période à l’étude (moins de 13 %). Cependant, les résultats préliminaires révèlent que les modifications récentes aux prestations parentales ont augmenté considérablement ce taux. Il a augmenté de 13,6 % en 2016 à 18,1 % en 2019. Il demeurait toutefois nettement plus faible que le taux de pères touchant les prestations du RQAP, qui sont plus généreuses.
• La vaste majorité (85 %) des nouveaux prestataires de prestations parentales ont opté pour les prestations parentales standards. Les prestations parentales prolongées étaient plus susceptibles d’être le choix des parents qui touchaient un salaire élevé, avaient un revenu familial plus élevé, étaient en couple, travaillaient dans de grandes entreprises ou recevaient des prestations complémentaires.
• À la suite des récentes modifications apportées aux politiques des prestations parentales, le taux de partage des prestations est passé de 14,5 % en 2017 à 19,9 % en 2019. Cependant, les informateurs clés croyaient toujours que les perceptions des employeurs sur le congé parental varient selon le sexe. Cela était dû à une stigmatisation culturelle sur le lieu de travail envers les hommes qui prenaient un tel congé.
• Le nombre de prestataires ayant servi le délai de carence était plus élevé chez les mères que chez les pères en 2019 (respectivement 159 000 et 25 000). Ceci était lié au fait que les mères recevaient habituellement les prestations de maternité en premier. Par conséquent, un nombre plus important de prestataires de sexe féminin que de sexe masculin (14 100 comparativement à 1 800) ont vu leurs les premières semaines de prestations être récupérées en raison de rémunération reçue pendant le délai de carence.
• Les prestataires ayant perdu leur emploi avant la naissance ou l’adoption de leur enfant étaient moins susceptibles d’avoir accès aux prestations parentales pour toute la durée en raison de la règle du maximum de 50 semaines de prestations lorsque les prestations régulières et spéciales sont combinées. En moyenne, chaque année de la période à l’étude, 3 300 mères étaient affectées par la règle de 50 semaines, comparativement à moins de 500 pères, en raison de la combinaison de prestations régulières, parentales et de maternité.
• Les prestations parentales et de maternité de plus longue durée ont augmenté la probabilité que les prestataires de sexe féminin travaillent encore pour le même employeur au retour de leur congé parental, au contraire de leur conjoint pour qui cette probabilité a diminué. Cependant, pour tous les prestataires, plus la durée de leurs prestations était prolongée, plus la probabilité d’avoir un futur revenu d’emploi supérieur diminuait.
• Dans l’ensemble, la livraison (processus de demande) des prestations de maternité et prestations parentales de l’assurance-emploi était jugée efficace. Les effets potentiels sur les entreprises des modifications récentes aux prestations étaient peu connus.

Disponibilité

Ce rapport est disponible à l’adresse suivante : Évaluation des prestations de maternité et des prestations parentales de l’assurance-emploi - Canada.ca

Auteur(s), Année

EDSC, Direction de l’évaluation, 2018

Objectif(s)

Le rapport examine les effets de l’extension en 2016 de la durée maximale sur l’utilisation des prestations de compassion, et dresse un profil socioéconomique des demandeurs et des prestataires de prestations de compassion.

Principale(s) constatation(s)

• Au cours de 2015‑16, la plupart des demandeurs de prestations de compassion ont fait des demandes pour s’occuper de leur mère ou leur père (58,1 %), suivi de leur époux/épouse ou conjoint(e) (27,5 %).
• En moyenne, 8,7 semaines de prestations ont été versées durant 2015‑16 comparativement à 4,8 pour 2010‑11.
• Approximativement un tiers des demandeurs de prestations de compassion n’ont pas reçu de prestations. La raison principale pour ne pas recevoir de prestations était que les demandeurs recevaient d’autres types de prestations d’assurance-emploi, suivie par l’absence d’un certificat médical.
• Les demandeurs de la Colombie-Britannique et des Territoires étaient statistiquement plus susceptibles de voir leur demande acceptée.
• Une analyse multivariée a suggéré que la probabilité de ne pas utiliser toutes les semaines de prestations est principalement expliquée par le décès des bénéficiaires des soins. Cependant, l’impact de la mortalité sur cette probabilité est mitigé par la prolongation de la durée des prestations de 6 à 26 semaines.

Disponibilité

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Objectif(s)

Cette étude renseigne sur les caractéristiques des personnes dont les cotisations à l’assurance-emploi ont été remboursées de 2006 à 2021 en fonction du seuil de 2 000 $ établi en 1997. Elle dresse également le profil des personnes qui auraient reçu un remboursement si le seuil avait été indexé en fonction de l’inflation ou du salaire minimum provincial le plus bas.

Principale(s) constatation(s)

• Le nombre total de personnes ayant un revenu d’emploi a augmenté de façon constante entre 2006 et 2021, tandis que le nombre de personnes admissibles au remboursement des cotisations à l’assurance-emploi a diminué. Par conséquent, la part des travailleurs admissibles au remboursement des cotisations à l’assurance-emploi a diminué, passant de 4,2 % en 2006 à 3,1 % en 2021. De plus, le montant moyen du remboursement a diminué, passant de 18 $ en 2006 à 15 $ en 2021 en raison de la baisse du taux de cotisation à l’assurance-emploi sur cette période.
• Depuis 2006, l’âge moyen des salariés à faible revenu admissibles au remboursement des cotisations à l’assurance-emploi a augmenté. L’analyse a également montré que si le seuil de 2 000 $ avait été indexé en fonction de l’inflation, les jeunes salariés à faible revenu auraient le plus bénéficié de cette indexation. De plus, une proportion plus élevée de personnes ayant un revenu total faible ainsi que de personnes dont le/la conjoint(e) a un revenu total faible aurait reçu le remboursement des cotisations à l’assurance-emploi.
• En ce qui concerne les caractéristiques qui affectent la probabilité qu’une personne soit admissible au remboursement des cotisations à l’assurance-emploi en fonction des seuils indexés d’inflation et de salaire minimum simulés, l’analyse de régression a révélé:
• Les salariés à faible revenu âgés de moins de 20 ans étaient 2,8 points de pourcentage plus susceptibles d’être dans le groupe inflation et 3 points de pourcentage plus susceptibles d’être dans le groupe salaire minimum par rapport au groupe actuel.
• Les étudiants étaient 3,8 points de pourcentage plus susceptibles d’être dans le groupe inflation et 6,6 points de pourcentage plus susceptibles d’être dans le groupe salaire minimum par rapport au groupe actuel.
• Les salariés à faible revenu qui payaient des cotisations syndicales et qui travaillaient dans des régions où le taux de chômage était plus élevé étaient plus susceptibles d’être dans le groupe de l’inflation ou du salaire minimum que le groupe actuel.

Disponibilité

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Auteur(s), Année

Bureau de l’actuaire en chef, 2022

Objectif(s)

L’objectif de ce rapport est de fournir à la Commission toute l’information prévue en vertu de l’article 66.3 de la Loi sur l’assurance-emploi. Conformément à cet article, l’actuaire en chef communique à la Commission un rapport comprenant les renseignements suivants : 1) le taux de cotisation estimatif pour l’année suivante et une analyse détaillée à l’appui; 2) les calculs faits pour l’application des articles 4 et 69 de la Loi sur l’assurance-emploi; 3) les renseignements communiqués en application de l’article 66.1; et 4) la source des données, les hypothèses économiques et actuarielles et les méthodes actuarielles utilisées.

Principale(s) constatation(s)

• Le maximum de la rémunération assurable (MRA) de 2023 était de 61 500 $, soit une augmentation de 2,0 % par rapport au MRA de 2022 qui était de 60 300$.
• Le montant des économies au régime de l’assurance-emploi en 2023 en raison des régimes d’assurance-salaire admissibles parrainés par des employeurs était estimé à 1 345 millions de dollars.

Disponibilité

Ce rapport est disponible à l’adresse suivante: Rapport actuariel 2023 - Taux de cotisation d’assurance-emploi (osfi-bsif.gc.ca)

Principale(s) constatation(s)

• Dans l’ensemble, la proportion des prestataires réguliers de l’assurance-emploi qui deviennent des CLD est de 4 %.
• L’effet marginal de l’estimation du modèle de régression indique que les femmes âgées (+24,7 p.p), les hommes âgés (+22,5 p.p), les Autochtones (+10,3 p.p) et les personnes ayant un lien plus faible avec le marché du travail (+10,4 p.p) sont plus susceptibles de devenir CLD. Cette probabilité a également augmenté pendant la récession de 2008 (+5,1 p.p).
• Le fait d’avoir participé aux interventions d’EDMT dans le passé réduit le risque de devenir CLD d’environ 2 p.p.
• Le taux de participation aux interventions de développement des compétences (DC) est plus élevé pour les CLD (7 %) que pour les prestataires réguliers de l’assurance-emploi (3 %).
• Les résultats de l’analyse d’impact net montrent que, au cours de la période de 4 ans suivant la réception des interventions de DC, par rapport à des non-participants comparables, les CLD participants ont vu une augmentation annuelle moyenne d’environ 5 710 $ de leur revenu d’emploi et une augmentation d’environ 21 p.p. de l’incidence de l’emploi.

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