Évaluation du projet pilote de l’assurance-emploi pour les prestataires saisonniers (projet pilote no 21)

Projet pilote n^o 6

• Date : De juin 2004 à juin 2006
• Justification : Évaluation du coût et des impacts de fournir des semaines de prestations supplémentaires dans les régions ayant un taux de chômage élevé (24 régions de l’assurance-emploi). On a particulièrement mis l’accent sur la réduction ou l’élimination des périodes sans revenu pour les prestataires saisonniers.

Projet pilote n^o 10

• Date : De juin 2006 à mars 2009
• Justification : Nouvelle évaluation de l’augmentation du nombre de semaines de prestations pour les prestataires des régions ayant un taux de chômage élevé. Le projet pilote a pris fin le 28 février 2009 et a été remplacé par une mesure législative temporaire visant à fournir un soutien supplémentaire à tous les travailleurs pendant la récession.

Projet pilote n^o 15

• Date : De septembre 2010 à septembre 2012
• Justification : Identique à celle du projet pilote n^o 10. Toutefois, un mécanisme est ajouté selon lequel les régions peuvent être exclues du projet pilote si leur taux de chômage est inférieur à 8,0 % pendant douze mois consécutifs.

Deux évaluations ont permis d’examiner ces trois projets pilotes (Évaluation d’initiatives de prolongation des prestations régulières d’assurance-emploi; et Évaluation du projet pilote de prolongation des prestations d’assurance-emploi sur une période de cinq semaines : 2004-2009). Parmi les principales constatations, on a pu voir que les semaines supplémentaires accordées dans le cadre de ces projets pilotes ont aidé à réduire ou à éliminer les périodes sans revenu, mais que le mécanisme de ciblage ratissait trop large. Par conséquent, les coûts du programme étaient élevés par rapport à l’objectif de ces projets pilotes : moins de 5 % des prestations supplémentaires payées sont allées à des prestataires saisonniers vivant une période sans revenu.

Un article récent intitulé Mind the Gap: Running Out of Employment Insurance Benefits (Gray et Leonard 2020) a souligné que ces évaluations ont révélé des difficultés dans l’allocation de ces prestations, dans la mesure où la majorité des bénéficiaires de ces projets pilotes n’étaient pas des prestataires saisonniers vivant une période sans revenu. Ils soulignent le fait que le mécanisme de ciblage plus précis mis en place dans le cadre du projet pilote n^o 21 devrait considérablement limiter le coût de ce projet pilote.

L’objectif du projet pilote n^o 21 et son mécanisme de ciblage

En août 2018, un nouveau projet pilote a été mis en œuvre pour fournir cinq semaines supplémentaires de prestations régulières, jusqu’à une durée maximale de 45 semaines, aux travailleurs identifiés comme étant des prestataires saisonniers dans treize régions de l’assurance-emploi ciblées. Le projet pilote a pris fin le 25 septembre 2021. Toutefois, les paramètres du projet pilote ont été reproduits jusqu’au 29 octobre 2022 au moyen de modifications apportées à la Loi sur l’assurance-emploi. Contrairement aux projets pilotes précédents, qui s’appuyaient uniquement sur le taux de chômage régional pour établir l’admissibilité, deux critères ont été utilisés dans ce projet pilote pour cibler les régions de l’assurance-emploi admissibles :

• Le nombre de demandes de prestations d’assurance-emploi saisonnières provenant de la région de l’assurance-emploi exprimé en proportion de la taille de sa population active devait être de 4,0 % ou plus au cours de l’exercice financier 2016-2017; et
• le taux de chômage régional moyen devait être supérieur à 6,3 % en 2017 (moyenne nationale).

À partir de ces critères, treize régions ont été sélectionnées pour faire partie du projet pilote :

• Terre-Neuve / Labrador (excluant la capitale);
• Est de la Nouvelle-Écosse;
• Ouest de la Nouvelle-Écosse;
• Madawaska─Charlotte;
• Restigouche─Albert;
• Gaspésie–Îles-de-la-Madeleine;
• Centre du Québec ;
• Nord-ouest du Québec;
• Bas Saint-Laurent─Côte Nord;
• Chicoutimi─Jonquière;
• Yukon (excluant la capitale);
• Charlottetown; et
• Île-du-Prince-Édouard (excluant la capitale).

Pour la première fois, le régime d’assurance-emploi a cherché à distinguer les prestataires saisonniers des autres personnes touchant des prestations régulières, dans le but de fournir des prestations supplémentaires en s’appuyant sur les tendances historiques de leurs demandes de prestations. Ces critères liés au caractère saisonnier des demandes étaient les suivants :

• le prestataire devait avoir établi une demande de prestations régulières (demande de référence) pendant la période visée par le projet pilote dans l’une des treize régions ciblées;
• le prestataire devait avoir établi, au cours des cinq années précédentes, au moins trois demandes de prestations d’assurance-emploi lui ayant permis de recevoir des prestations régulières ou des prestations pour pêcheurs; et
• au moins deux de ces demandes de prestations d’assurance-emploi devaient avoir commencé à peu près au même moment de l’année que la demande de référence (c.-à-d. dans la période de l’année qui commence huit semaines avant et qui se termine huit semaines après la semaine où la demande de référence a été établie).

Il convient de noter que le Rapport de contrôle et d’évaluation de l’assurance-emploi annuel utilise la même définition pour rendre compte des demandes provenant de prestataires saisonniers, et ce, depuis le début des années 2000. En outre, le nombre de demandes de prestations d’assurance-emploi saisonnières exprimé en proportion de la taille de la population active est estimée en appliquant la même définition que celle du caractère saisonnier des demandes. Dans le reste du présent rapport, l’expression « mécanisme de ciblage » fait référence aux critères utilisés pour la sélection des régions ou pour l’identification des prestataires saisonniers, ou pour les deux, lorsqu’il est question du projet pilote n^o 21.

Méthode d’évaluation

Aux fins du présent rapport d’évaluation, cinq questions d’évaluation ont été établies.

1. Comment les aspects suivants sont-ils décrits dans la littérature?
   1. Les travailleurs saisonniers au Canada
   2. Les travailleurs saisonniers dans d’autres pays et la relation entre les travailleurs saisonniers et l’assurance-emploi ou d’autres mécanismes de remplacement du revenu, le cas échéant.
   3. Les méthodes utilisées pour identifier et cibler les travailleurs saisonniers.
   4. Les considérations liées aux mécanismes de ciblage pour le remplacement du revenu.
2. Quelle a été l’efficacité du mécanisme de ciblage des prestataires saisonniers?
   1. L’ensemble de critères utilisés pour cibler les treize régions.
   2. L’ensemble de critères utilisés pour établir quels étaient les prestataires admissibles dans ces régions.
3. Quelles sont les caractéristiques des prestataires saisonniers et des prestataires saisonniers vivant une période sans revenu?
4. Dans quelle mesure le projet pilote a‑t‑il réduit la fréquence et la durée des périodes sans revenu chez les prestataires saisonniers des régions ciblées?
   1. Les impacts au chapitre du taux d’épuisement des prestations et du nombre de semaines travaillées au cours de l’année suivante.
5. Quelles sont les leçons apprises?

Portée de l’évaluation

L’évaluation se concentre sur les données relatives aux prestataires d’assurance-emploi au cours des seize premiers mois du projet pilote, à savoir d’août 2018 à décembre 2019.

La période allant de janvier à décembre 2019 a été utilisée pour analyser l’efficacité du mécanisme de ciblage. Il s’agit là de la seule année complète de données disponibles avant la pandémie de COVID‑19.

Pour l’analyse des impacts, la période se limite aux demandes établies durant les cinq premiers mois du projet pilote, soit d’août à décembre 2018. Il s’agit de la seule cohorte de prestataires dont le début de l’emploi saisonnier subséquent n’a pas été affecté par la pandémie de COVID-19.

L’annexe B dresse la liste complète des sources de données.

Les interventions d’urgence, les prestations de relance économique et les mesures de transition de l’assurance-emploi dans la foulée de la pandémie de COVID‑19

La Prestation canadienne d’urgence (PCU) a fourni jusqu’à 28 semaines de prestations entre le 15 mars et le 3 octobre 2020.

La Prestation canadienne de la relance économique a fourni 54 semaines supplémentaires (maximum) du 27 septembre 2020 au 23 octobre 2021 à ceux qui n’étaient pas admissibles aux prestations d’assurance-emploi.

Les mesures de transition de l’assurance-emploi fournissaient 50 semaines de prestations (maximum) du 27 septembre 2020 au 25 septembre 2021 pour ceux qui étaient admissibles aux prestations.

Aucune modification n’a été apportée au projet pilote n^o 21 à la suite de l’adoption de ces mesures.

Profil des prestataires saisonniers

En 2019, lorsque les critères de détermination des prestataires saisonniers étaient appliqués pour toutes les régions de l’assurance-emploi, environ 412 500 demandes ont été identifiées comme saisonnières, ce qui correspond à environ 30 % des demandes de prestations régulières.

Comparativement aux prestataires non saisonniers, les prestataires saisonniers avaient tendance à être, en moyenne :

• plus âgés (48 ans par rapport à 41 ans);
• à avoir travaillé moins d’heures d’emploi assurable avant leur demande (1 290 heures par rapport à 1 430 heures); et
• à avoir un taux de prestations hebdomadaires plus élevé (497 $ par rapport à 473 $).

Par ailleurs, qu’ils soient saisonniers ou non, les prestataires étaient principalement des hommes (un peu plus de 60 %) et les deux groupes étaient admissibles au même nombre moyen de semaines de prestations régulières (30 semaines).

Les prestataires saisonniers étaient plus susceptibles que les prestataires non saisonniers de travailler dans :

• la construction (27 % par rapport à 20 %);
• les services d’enseignement (21 % par rapport à 9 %); et
• l’agriculture, la foresterie, la pêche et la chasse (7 % par rapport à 3 %).

Les prestataires saisonniers ont un revenu total plus élevé que les prestataires non saisonniers et ils travaillent un plus grand nombre d’heures par semaine

L’examen du revenu annuel des personnes ayant touché des prestations régulières de l’assurance-emploi en 2019 montre que les prestataires saisonniers avaient, en moyenne, un revenu d’emploi similaire à celui des prestataires non saisonniers (-500 $), mais un revenu total plus élevé (+4 900 $). Ce revenu total plus élevé est attribuable uniquement au fait d’avoir touché une somme plus élevée sous forme de prestations d’assurance-emploi (+4 900 $).

Description textuelle de la figure 4

Source de revenus	Montant du revenu (en dollars), prestataires saisonniers	Montant du revenu (en dollars), prestataires non saisonniers
Revenu d’emploi	38 236	38 815
Prestations d’assurance-emploi	7 371	2 495
Autres revenus	3 853	3 228
Revenu total	49 461	44 538

• Source : Données administratives de l’assurance-emploi et dossiers fiscaux de l’ARC.

Les prestataires saisonniers et les prestataires non saisonniers travaillaient 40 heures et plus par semaine dans une proportion semblable (environ 40 %). Cependant, les prestataires saisonniers étaient deux fois plus susceptibles de travailler 50 heures et plus par semaine (15 %) que les prestataires non saisonniers (8 %).

En raison des meilleures semaines variables (voir l’annexe C pour la description des meilleures semaines variables), la proportion plus élevée de prestataires saisonniers effectuant des semaines de travail intensives sur une période plus courte (50 heures et plus) est l’une des raisons pour lesquelles leur taux de prestations hebdomadaires moyen est plus élevé.

Description textuelle de la figure 5

Nombre moyen d’heures par semaine	Proportion de prestataires saisonniers	Proportion de prestataires non saisonniers
10 heures ou moins	0,2 %	0,3 %
11 à 20 heures	4,2 %	5.9 %
21 à 30 heures	16,0 %	17,5 %
31 à 40 heures	30,1 %	38,2 %
41 à 50 heures	27,8 %	26,6 %
51 à 60 heures	11,3 %	7,0 %
61 à 70 heures	5,6 %	2,7 %
71 à 80 heures	3,1 %	1,2 %
81 à 90 heures	1,4 %	0,5 %
91 à 100 heures	0,4 %	0,2 %

• Source : Données administratives de l’assurance-emploi.

Les prestataires saisonniers présentent des caractéristiques différentes, selon qu’ils se trouvent dans une des régions ciblées ou non

En raison du mécanisme de ciblage au niveau régional, lequel a ciblé treize régions de l’assurance-emploi, la majorité des prestataires saisonniers n’ont pas été inclus dans le projet pilote. Seulement 154 900 prestataires saisonniers (38 %) résidaient dans les régions ciblées en 2019, tandis que 257 600 (62 %) se trouvaient dans les régions non ciblées.

Cependant, dans les régions ciblées, environ la moitié des personnes touchant des prestations régulières de l’assurance-emploi étaient des prestataires saisonniers, alors que cette proportion était d’environ un quart dans les régions non ciblées. Cela montre que le projet pilote a ciblé les régions où l’incidence des demandes saisonnières est plus élevée.

Lorsque les prestataires saisonniers des régions ciblées et non ciblées sont comparés sous l’angle de leurs caractéristiques démographiques (tableau 1), trois différences majeures sont observées. Ainsi, par rapport à ceux des régions non ciblées, les prestataires saisonniers des régions ciblées :

• étaient plus souvent des hommes (69 % comparativement à 58 %);
• étaient plus susceptibles d’avoir travaillé 50 heures et plus par semaine en moyenne (22 % comparativement à 11 %); et
• avaient droit, en moyenne, à un nombre maximal de semaines de prestations régulières plus élevé (35 semaines comparativement à 26 semaines).

La durée maximale plus élevée des prestations régulières chez les prestataires saisonniers dans les régions ciblées est le résultat du fonctionnement du régime d’assurance-emploi. Par exemple, dans une région où le taux de chômage s’établit à 11,3 %, 800 heures d’emploi assurable permettent d’obtenir une durée maximale de 27 semaines de prestations, par rapport à 15 semaines dans une région où le taux de chômage est inférieur à 6,1 %. (L’annexe C présente le tableau du nombre maximal de semaines pour lesquelles des prestations régulières peuvent être versées.)

• Source : Données administratives de l’assurance-emploi.

Du point de vue du revenu, les prestataires saisonniers des régions ciblées avaient un revenu d’emploi moindre, mais ils avaient tendance à utiliser plus de semaines de prestations que les prestataires saisonniers des régions non ciblées. En moyenne, les prestataires saisonniers des régions ciblées gagnaient environ 8 400 $ de moins en revenu d’emploi que ceux des régions non ciblées (33 000 $ par rapport à 41 400 $), mais ils recevaient 3 500 $ de plus en prestations d’assurance-emploi (9 500 $ par rapport à 6 000 $).

La répartition des prestataires saisonniers dans certaines industries variait considérablement, selon qu’ils résidaient dans les régions ciblées ou non (figure 6). Alors que la répartition de ces prestataires dans l’industrie de la construction était comparable, les prestataires saisonniers dans les régions non ciblées étaient plus susceptibles de travailler dans les services d’enseignement, et ce, à raison de 21 points de pourcentage de différence (28,7 % par rapport à 7,3 %).

De plus, les prestataires saisonniers dans les régions ciblées étaient plus susceptibles de travailler dans des secteurs qui fonctionnent pendant une courte saison en raison du temps froid, comme :

• l’hébergement et les services de restauration (fort probablement lié au tourisme); et
• l’agriculture, la pêche, l’exploitation forestière et la chasse.

Description textuelle de la figure 6

Secteur d’emploi	Régions ciblées	Régions non ciblées
Services d’enseignement	7,3 %	28,7 %
Hébergement et services de restauration	5,6 %	2,9 %
Agriculture, pêche, exploitation forestière et chasse	11,1 %	3,7 %
Fabrication	12,4 %	6,0 %
Construction	26,0 %	27,7 %

• Source : Données administratives de l’assurance-emploi.

Principales constatations

Constatation 1 : Le régime d’assurance-emploi du Canada est unique dans sa façon de cibler les prestataires saisonniers par rapport aux autres pays

Les programmes de prestations de remplacement du revenu (« prestations d’assurance-emploi » au Canada ou « prestations de chômage » comme on les appelle le plus souvent à l’extérieur du Canada) destinés aux personnes qui se retrouvent au chômage varient considérablement d’un pays à l’autre. Alors que le Canada s’appuie sur un système qui est basé sur les heures travaillées et qui varie selon les régions, la plupart des pays utilisent un système basé sur les jours/semaines ou les revenus, comme les Pays-Bas, la Finlande, le Danemark, l’Espagne et l’Irlande. La Suède est l’exception la plus notable : elle exige qu’une personne ait travaillé environ 480 heures au cours des six derniers mois.

Une revue de la littérature (EDSC 2021, Revue de la littérature) révèle qu’il est peu fréquent de cibler formellement les travailleurs saisonniers dans la plupart des autres pays. Même du point de vue des statistiques nationales, dans les autres pays, la production de données sur les travailleurs saisonniers n’est pas une pratique courante. Comme Gunderson (2006) le faisait remarquer, « trouver des exposés sur les interactions entre l’assurance-emploi et les travailleurs saisonniers dans la littérature actuelle revient à chercher une aiguille dans une botte de foin. » (Traduction)

Dans l’ensemble, tant que les chômeurs satisfont aux critères d’admissibilité, la plupart des pays ne font pas de distinction entre ceux qui occupent des emplois saisonniers et les autres. Aux États-Unis, certains États font exception à cette règle en identifiant les travailleurs saisonniers dans le but de les exclure de leur régime de prestations de chômage.

Alors qu’au Canada, le régime d’assurance-emploi s’appuie sur les habitudes entourant les demandes de prestations des personnes pour établir lesquelles sont des prestataires saisonniers, aux États-Unis, ce sont les employeurs qui établissent quels travailleurs sont des travailleurs saisonniers. Par exemple, le Michigan, la Caroline du Nord et la Pennsylvanie excluent les travailleurs saisonniers de leur programme de prestations si un pourcentage donné de leur salaire ou de leur emploi est associé à un travail saisonnier.

Description du traitement des travailleurs saisonniers dans certains États américains

Michigan

Les employeurs sont considérés comme des employeurs saisonniers s’ils emploient des personnes pendant des périodes récurrentes régulières de 26 semaines ou moins au cours d’une période de 52 semaines. Les employés des employeurs saisonniers n’ont pas accès aux prestations de chômage.

Caroline du Nord

Tout employé dont au moins 25 % du salaire provient d’un emploi saisonnier est exclu des prestations de chômage. L’emploi saisonnier est défini comme un emploi où les conditions saisonnières rendent irréaliste ou impossible l’exécution normale des activités de production au cours d’une période d’activité régulière de moins de 36 semaines au total dans une année civile.

Pennsylvanie

Un travailleur saisonnier n’est pas admissible aux prestations de chômage s’il travaille dans le cadre de services récréatifs (terrain de golf, piste de ski, terrain de camping, etc.) ou de services commerciaux de mise en conserve ou de congélation pour une entreprise de transformation alimentaire de fruits ou de légumes pendant moins de 180 jours de travail ou l’équivalent de 36 semaines à temps plein.

Constatation 2 : Le mécanisme ciblant les prestataires saisonniers, fondé sur le moment où la demande est établie, montre une certaine efficacité dans l’identification des prestataires qui occupent souvent un emploi saisonnier. Cependant, ce mécanisme est sensible à d’autres mesures non saisonnières qui ont des effets sur la date de début ou de fin d’une demande de prestations

L’un des principaux objectifs du projet pilote consistait à tester l’efficacité du nouveau mécanisme de ciblage en se basant sur les tendances historiques des demandes de prestations pour identifier les prestataires saisonniers. Comme il est indiqué précédemment, c’est la première fois que le régime d’assurance-emploi définit ce qui constitue un prestataire saisonnier dans le but de fournir des prestations supplémentaires conditionnelles à la satisfaction d’un ensemble de quatre critères.

Pour les fins de cette évaluation, une simulation a été menée dans le cadre de laquelle chaque critère saisonnier a été modifié, de manière à le rendre plus souple ou plus strict. Chacun des quatre paramètres a été modifié indépendamment des autres. Cela a permis d’analyser le nombre de prestataires qui étaient tout près d’être admissibles. Les simulations suivantes ont été réalisées :

• le nombre d’années de la période de référence a été réduit de cinq à quatre années, puis augmenté à six années;
• le nombre de demandes de prestations régulières et de demandes de prestations pour pêcheurs au cours de la période de référence a été réduit de trois à deux demandes, puis augmenté à quatre demandes;
• le nombre de demandes de prestations régulières et de demandes de prestations pour pêcheurs établies à peu près au même moment de l’année que la demande de référence (dans la période qui commence huit semaines avant et qui se termine huit semaines après la semaine où la demande de référence a été établie) a été réduit de deux demandes à une seule, puis augmenté à trois demandes; et
• la période de temps utilisée pour déterminer ce qui constitue « à peu près au même moment de l’année » a été portée à douze semaines avant et après la demande de référence, puis réduite à quatre semaines avant et après.

Facteurs à considérer en ce qui a trait aux simulations

Il convient de tenir compte de quelques éléments au moment de simuler la modification d’un critère pour le rendre plus souple ou plus strict. Premièrement, l’identification des prestataires saisonniers peut dépendre de la modification de plus d’un paramètre à la fois. De plus, l’effet de la combinaison de deux modifications de paramètres ou plus ne sera pas égal à la somme des effets de chacune des modifications simulées.

Deuxièmement, il convient de tenir compte d’un facteur majeur : la modification des paramètres pour les rendre plus souples ou plus stricts peut englober au passage un certain nombre de types d’emplois comportant différentes caractéristiques qui les font ressembler aux emplois saisonniers. En particulier, le travail précaire ou atypique pourrait satisfaire aux critères établis pour définir le caractère saisonnier des demandes, surtout dans les cas limites. Par conséquent, en rendant les paramètres plus souples, un plus grand nombre de demandes seraient correctement identifiées comme saisonnières (c.‑à‑d. provenant de travailleurs occupant un emploi saisonnier). Cependant, cela augmenterait également la proportion de demandes « incorrectement » identifiées comme saisonnières (c.‑à‑d. provenant de travailleurs qui n’occupent pas un emploi saisonnier). D’autre part, une définition plus stricte diminuerait le nombre de demandes correctement identifiées comme saisonnières, mais elle diminuerait également la proportion de demandes incorrectement identifiées.

Les simulations de modifications au mécanisme de ciblage montrent que, dans les régions ciblées, les prestataires étaient moins susceptibles d’être identifiés dans les cas limites comme saisonniers que dans les régions non ciblées

En moyenne, le fait d’assouplir ou de resserrer un critère augmente ou diminue le nombre de prestataires saisonniers identifiés de 5 % à 17 % dans les régions ciblées, tandis que des variations plus marquées sont observées dans les régions non ciblées, où ce nombre peut varier de 7 % à 26 %.

Dans les régions ciblées, la plus forte augmentation du nombre de prestataires saisonniers identifiés (24 000 prestataires, ou une augmentation de 15,3 %) se produirait si le nombre de demandes devant commencer à peu près au même moment de l’année passait de deux demandes à une seule.

D’autre part, dans les régions non ciblées, la plus forte augmentation du nombre total de demandes identifiées (59 000 prestataires, ou une augmentation de 22,9 %) se produirait si le nombre de demandes établies au cours des cinq années précédentes était réduit de trois à deux demandes.

Description textuelle de la figure 7

Paramètres utilisés dans les simulations	Variation en pourcentage des prestataires saisonniers dans les régions ciblées	Variation en pourcentage des prestataires saisonniers dans les régions non ciblées
Nombre d’années de la période de référence (4 années)	4,8 %	6,8 %
Nombre d’années de la période de référence (6 années)	-6,8 %	-11,2 %
Nombre de demandes dans les cinq dernières années (2 demandes)	10,4 %	22,9 %
Nombre de demandes dans les cinq dernières années (4 demandes)	-14,9%	-26,2 %
Nombre de demandes à peu près au même moment de l’année (1 demande)	15,3%	11,9 %
Nombre de demandes à peu près au même moment de l’année (3 demandes)	-17,1 %	-16,3 %
Période de temps pour déterminer ce qui constitue « à peu près au même période de l’année » (12 semaines)	9,0 %	7,0%
Période de temps pour déterminer ce qui constitue « à peu près au même période de l’année » (4 semaines)	-14,8 %	-12,8%

• Source : EDSC (2021). Annexe A : Rapport technique 1.

Un assouplissement des critères pour identifier les prestataires saisonniers bénéficierait relativement plus aux hommes et aux jeunes prestataires. Dans presque tous les cas, l’assouplissement des critères augmenterait la part d’hommes qui seraient identifiés comme des prestataires saisonniers dans une proportion supérieure à celle des femmes.

Les jeunes prestataires (30 ans et moins) seraient ceux qui bénéficieraient le plus de l’assouplissement des critères. En particulier, le nombre de jeunes prestataires identifiés comme des prestataires saisonniers augmenterait de près de 30 % lorsque le nombre de demandes précédentes exigées au cours des cinq dernières années était réduit de trois à deux demandes. Un tel résultat était prévisible, car les moins de 30 ans ont eu moins d’occasions de participer suffisamment au marché du travail et de développer des habitudes de demandes de prestations qui les rendraient admissibles au projet pilote.

Simulations de modifications aux critères liés aux régions de l’assurance-emploi

Le projet pilote n^o 21 s’est appuyé sur une combinaison de critères qui faisaient en sorte qu’une région devait avoir un taux de chômage relativement élevé (supérieur à 6,3 %) et une proportion relativement élevée de sa population active formée de prestataires saisonniers (4 % et plus).

La figure suivante illustre les régions de l’assurance-emploi en fonction des deux critères (lignes pointillées). Les régions ciblées sont situées dans la partie supérieure droite de la figure.

Description textuelle de la figure 8

Régions de l’assurance-emploi	Taux de chômage régional	Proportion de sa population active formée de prestataires saisonniers
Région ciblée 1	19,4 %	9,8 %
Région ciblée 2	14,7 %	14,2 %
Région ciblée 3	14,1 %	24,8 %
Région ciblée 4	13,5 %	17,1 %
Région ciblée 5	12,8 %	19,6 %
Région ciblée 6	8,8 %	6,6 %
Région ciblée 7	8,7 %	10,5 %
Région ciblée 8	7,9 %	8,3 %
Région ciblée 9	7,9 %	6,3 %
Région ciblée 10	6,9 %	5,8 %
Région ciblée 11	6,8 %	5,6 %
Région ciblée 12	6,7 %	4,0 %
Région non ciblée 1	31,7 %	1,8 %
Région non ciblée 2	19,4 %	1,1 %
Région non ciblée 3	11,9 %	0,6 %
Région non ciblée 4	11,8 %	2,0 %
Région non ciblée 5	11,1 %	1,5 %
Région non ciblée 6	9,0 %	0,3 %
Région non ciblée 7	8,7 %	2,2 %
Région non ciblée 8	8,7 %	1,2 %
Région non ciblée 9	8,2 %	0,4 %
Région non ciblée 10	8,0 %	0,4 %
Région non ciblée 11	7,8 %	0,5 %
Région non ciblée 12	7,4 %	0,8 %
Région non ciblée 13	7,1 %	2,3 %
Région non ciblée 14	6,8 %	1,1 %
Région non ciblée 15	6,8 %	1,9 %
Région non ciblée 16	6,7 %	0,8 %
Région non ciblée 17	6,7 %	2,3 %
Région non ciblée 18	6,7 %	3,4 %
Région non ciblée 19	6,7 %	3,1 %
Région non ciblée 20	6,7 %	0,8 %
Région non ciblée 21	6,6 %	2,9 %
Région non ciblée 22	6,4 %	1,6 %
Région non ciblée 23	6,3 %	2,4 %
Région non ciblée 24	6,3 %	1,8 %
Région non ciblée 25	6,3 %	1,4 %
Région non ciblée 26	6,2 %	4,1 %
Région non ciblée 27	6,1 %	1,4 %
Région non ciblée 28	6,0 %	1,2 %
Région non ciblée 29	5,8 %	2,5 %
Région non ciblée 30	5,7 %	0,8 %
Région non ciblée 31	5,7 %	3,6 %
Région non ciblée 32	5,7 %	1,4 %
Région non ciblée 33	5,6 %	2,9 %
Région non ciblée 34	5,6 %	1,2 %
Région non ciblée 35	5,6 %	1,7 %
Région non ciblée 36	5,5 %	2,1 %
Région non ciblée 37	5,2 %	1,2 %
Région non ciblée 38	5,2 %	0,6 %
Région non ciblée 39	5,2 %	1,1 %
Région non ciblée 40	5,0 %	0,6 %
Région non ciblée 41	4,8 %	0,6 %
Région non ciblée 42	4,5 %	1,1 %
Région non ciblée 43	4,5 %	2,5 %
Région non ciblée 44	3,8 %	4,5 %

• Source : EDSC (2021). Annexe A : Rapport technique 1.

Si les deux critères étaient abaissés d’un point de pourcentage (taux de chômage de 5,3 % ou plus et 3 % ou plus de prestataires saisonniers dans la population active), quatre régions de l’assurance-emploi supplémentaires auraient été incluses dans le projet pilote :

• Trois-Rivières;
• Montérégie;
• Est de l’Ontario; et
• Huron.

Au total, cela aurait augmenté le nombre de demandes de prestations identifiées comme saisonnières de 24 500 (ou 15,8 %) dans les régions ciblées en 2019. La raison principale pour laquelle ces régions n’ont pas été sélectionnées tient à la proportion de prestataires saisonniers au sein de leur population active.

Par ailleurs, si les deux critères étaient renforcés par une augmentation d’un point de pourcentage, la région de Charlottetown aurait été exclue. Cela aurait réduit le nombre de régions ciblées à douze, et le nombre de demandes de prestations identifiées comme saisonnières dans les régions ciblées aurait diminué de 1 300 (ou 1,0 %).

La même analyse a été reprise, cette fois avec les taux de chômage de 2019, ainsi qu’avec les données de l’exercice financier 2018-2019 pour ce qui est de la population active et du nombre de demandes de prestations saisonnières. Dans ce scénario, si les données de 2019 avaient été utilisées, trois des régions ciblées ne l’auraient pas été (Chicoutimi‑Jonquière, Centre du Québec et Charlottetown) et aucune nouvelle région n’aurait été ciblée. Au total, cela aurait diminué le nombre de demandes de prestations identifiées comme saisonnières de 35 400 (ou 22,8 %) dans les régions ciblées en 2019.

L’utilisation des prestations pour pêcheurs de l’assurance-emploi comme point de référence suggère que le mécanisme de ciblage identifie la majorité des personnes touchant des prestations pour pêcheurs comme des prestataires saisonniers

L’inconvénient de l’analyse de sensibilité est qu’elle ne permet pas de savoir si les prestataires identifiés sont de « vrais » prestataires saisonniers, c’est‑à‑dire des personnes qui travaillent dans un secteur d’activité saisonnier. Cette situation est exacerbée par le fait qu’il n’existe aucune définition de ce qu’est un prestataire qui occupe un emploi saisonnier. Pour combler cette lacune, la présente évaluation se penche sur les personnes touchant des prestations pour pêcheurs pour examiner, en partie, l’efficacité du mécanisme de ciblage.

Même si les prestataires recevant des prestations pour pêcheurs ne correspondent pas en tout point à chaque type de prestataire saisonnier, cette stratégie permet d’évaluer le mécanisme de ciblage et d’établir un point de référence qui n’existerait pas autrement.

Il convient de noter que cette analyse n'identifie que les prestataires recevant des prestations pour pêcheurs qui ont été correctement identifiés comme prestataires saisonniers. Il n'évalue pas l'efficacité globale du mécanisme en termes d'identification incorrecte des prestataires non saisonniers comme étant saisonniers.

Aux fins du présent rapport et sur la base des données disponibles, les personnes touchant des prestations pour pêcheurs (pêche estivale) servent de groupe représentatif des prestataires saisonniers typiques. En théorie, si l’un des principaux objectifs du projet pilote consiste à tester un mécanisme ciblant les prestataires occupant un emploi saisonnier, les critères du projet pilote devraient permettre d’identifier correctement la majorité des demandes de prestations pour pêcheurs comme saisonnières.

Le tableau 2 montre que 17 750 demandes de prestations pour pêcheurs (pêche estivale) ont été établies dans l’ensemble des régions en 2019. En appliquant les critères de sélection du projet pilote pour identifier les prestataires saisonniers, 13 962 demandes de prestations pour pêcheurs sont identifiées comme des demandes de prestations saisonnières, ce qui correspond à environ 79 %.

• Source : EDSC (2021). Annexe A : Rapport technique 1.

Dans la majorité des cas, les demandes de prestations pour pêcheurs qui n’ont pas été identifiées comme saisonnières se retrouvent dans cette situation parce que les prestataires n’avaient pas fait établir trois demandes au cours des cinq dernières années. Cela semble être attribuable à une entrée récente dans l’industrie de la pêche, et n’est pas seulement en lien avec l’âge.

Dans l’ensemble, lorsque l’on considère les prestations pour pêcheurs comme point de référence pour l’établissement de ce qui constitue un prestataire saisonnier, les résultats suggèrent que le mécanisme actuel semble identifier une proportion relativement élevée de travailleurs saisonniers qui occupent souvent un emploi saisonnier.

Effets des mesures temporaires non-saisonnières

Un mécanisme de ciblage qui s’appuie sur les tendances historiques des demandes de prestations d’assurance-emploi et qui tient compte de la date d’établissement de la demande de référence peut être affecté par des mesures susceptibles de modifier temporairement la date à laquelle les futures demandes de référence sont présentées.

Entre janvier 2015 et juillet 2017, le gouvernement du Canada a adopté une mesure législative temporaire visant à prolonger la durée des prestations régulières de l’assurance-emploi dans les régions ayant connu une augmentation forte et soutenue du taux de chômage (Gazette du Canada, 2018). Dans le cadre de cette mesure temporaire, quinze régions productrices de matières premières connaissant de fortes poussées de chômage ont été ciblées. Dans ces régions, les prestataires avaient droit à cinq semaines supplémentaires de prestations, auxquelles pouvaient s’ajouter jusqu’à vingt semaines de prestations supplémentaires pour les travailleurs de longue date.

La région de Terre‑Neuve/Labrador est la seule région où les prestataires pouvaient avoir droit à des prestations supplémentaires en vertu à la fois de la modification législative temporaire et du projet pilote n^o 21.

Comme le montre la figure 9, on observe une diminution notable du nombre de prestataires saisonniers identifiés dans la région de Terre‑Neuve/Labrador entre 2015 et 2017. Cette diminution a atteint 60 % (soit environ 17 000 demandes). En fait, si on étend les critères saisonniers aux quatorze autres régions visées par la mesure prise en réponse à la chute des prix des matières premières, on observe une diminution similaire (une baisse d’environ 54 %).

Fait intéressant, les 12 autres régions du projet pilote n^o 21 ont connu une baisse de moins de 1 % du nombre de prestataires saisonniers entre 2015 et 2017.

Description textuelle de la figure 9

Années	Terre‑Neuve/Labrador	Toutes les autres régions visées par la mesure prise en réponse à la chute des prix des matières premières
2005	35 650	45 810
2006	34 010	42 300
2007	33 440	40 660
2008	33 170	41 160
2009	32 770	43 730
2010	32 120	38 740
2011	32 070	44 090
2012	29 800	45 210
2013	29 460	46 470
2014	28 310	45 950
2015	28 550	47 600
2016	15 940	30 620
2017	11 350	21 690
2018	15 800	32 360
2019	22 440	45 880

• Source : EDSC (2021). Annexe A : Rapport technique 1.

Certains travailleurs saisonniers qui remplissaient les conditions requises pour bénéficier de semaines supplémentaires en raison de la mesure temporaire prise en réponse à la chute des prix des matières premières ont probablement vu leur demande de référence décalée par rapport à leurs habitudes entourant les demandes de prestations entre 2015 et 2017. Par conséquent, il se peut que toutes leurs demandes de prestations saisonnières précédentes n’aient pas eu lieu à peu près au même moment de l’année que leur demande de référence.

De plus, avant que le projet pilote ne soit en place en 2018 et 2019, un certain nombre de prestataires n’avaient pas été identifiés comme des prestataires saisonniers parce qu’ils n’avaient pas fait établir des demandes de 2015 à 2017 à peu près au même moment de l’année que leur demande de référence de 2018 ou de 2019. Quand des simulations ont été effectuées pour diminuer de deux à une seule le nombre de demandes établies à peu près au même moment de l’année que la demande de référence, nous avons observé une augmentation de 40 % des prestataires identifiés comme saisonniers (soit environ 9 000 prestataires) à Terre‑Neuve/Labrador.

L’admissibilité au projet pilote et les effets potentiels de la Prestation canadienne d’urgence (PCU) et des mesures de transition de l’assurance-emploi

Aux termes du projet pilote n^o 21, l’admissibilité aux cinq semaines de prestations supplémentaires est partiellement basée sur le fait que les prestataires commencent leur demande de prestations à peu près au même moment chaque année. Comme le montre la présente évaluation, toute mesure temporaire qui a une influence sur le moment où un prestataire termine sa demande de prestations précédente et commence sa prochaine demande de prestations peut avoir un effet sur l’identification de cette personne comme prestataire saisonnier. Ainsi, il est probable que la PCU et les mesures transitoires de l’assurance-emploi, qui ont suivi, ont modifié le moment où certains prestataires saisonniers ont débuté leur demande de prestations en 2021, ce qui pourrait avoir entraîné l'inadmissibilité de ces prestataires à la mesure législative temporaire mise en place jusqu'au 29 octobre 2022 (qui reproduisait les règles du projet pilote n^o 21 qui est maintenant terminé). Une description de la manière dont cette situation peut affecter un certain nombre de prestataires saisonniers est présentée ci-dessous.

Il est de pratique courante que certains prestataires saisonniers gardent leur demande « ouverte » pendant les 52 semaines de la période de prestations. Lorsqu’ils reprennent le travail, leur demande est toujours active et ils déclarent travailler à temps plein. Cela leur permet de recevoir immédiatement des prestations lorsqu’ils subissent une interruption de leurs revenus, sans avoir à purger un deuxième délai de carence. Après la fin de leur période de prestations de 52 semaines, ils font établir une nouvelle demande de prestations. Toutes les personnes qui touchaient la PCU ont été automatiquement transférées vers des demandes assujetties aux mesures transitoires de l’assurance-emploi à la fin de septembre 2020. Ainsi, les prestataires saisonniers qui laissent généralement leur demande ouverte toute l’année ont vu leur demande se terminer en septembre 2021, puis une nouvelle demande commencer au début d’octobre 2021. Pour les prestataires saisonniers dont la demande commençait généralement entre mars et août, la demande de 2021 se retrouvait désormais à l’extérieur de la fenêtre de référence de 17 semaines (huit semaines avant et huit semaines après la demande de référence). Ainsi, toutes les demandes passées ne cadraient plus avec la nouvelle fenêtre de référence, ce qui a rendu ces prestataires inadmissibles à la mesure législative temporaire.

Il est prévu que ce problème pourrait être une préoccupation importante pour certains prestataires saisonniers.

Constatation 3 : Environ 10 % des prestataires saisonniers connaissent une période sans revenu à la suite de leur demande de prestations (prestataires saisonniers vivant une période sans revenu) et le risque que cet événement se reproduise d’une année à l’autre est faible

Comme mentionné précédemment, il existe un sous-ensemble des prestataires saisonniers qui épuisent leurs prestations et qui connaissent une période sans revenu avant leur emploi suivant (prestataires saisonniers vivant une période sans revenu). L’un des problèmes méthodologiques que pose l’identification des prestataires saisonniers vivant une période sans revenu tient au fait que le risque de traverser des semaines sans revenu est étroitement lié à la durée des prestations d’assurance-emploi. Par conséquent, toute mesure fournissant des semaines de prestations supplémentaires a un effet sur le risque qu’un prestataire saisonnier vive une période sans revenu.

Pour cette raison, les données de 2013 ont été utilisées, une année où aucune mesure supplémentaire n’était en place, afin de brosser le portrait général des prestataires saisonniers qui vivent une période sans revenu, ainsi que de leurs caractéristiques. Bien que l’année 2013 précède de cinq ans la mise en place du projet pilote, elle permet l’examen le plus complet possible du risque que les prestataires saisonniers subissent une période sans revenu. Cet aspect est important, si l’on considère les prestataires saisonniers qui pourraient utiliser des semaines de prestations supplémentaires pour réduire une période sans revenu.

Selon la définition du terme « période sans revenu » tirée du Rapport de contrôle et d’évaluation de l’assurance-emploi, 39 650 prestataires ont été identifiés comme des prestataires saisonniers vivant une période sans revenu dans toutes les régions d’assurance-emploi en 2013, soit 9,2 % de tous les prestataires saisonniers. Comparativement à l’ensemble des prestataires saisonniers, ceux qui ont vécu une période sans revenu sont plus susceptibles :

• d’être des hommes (67 % par rapport à 62 %);
• d’avoir travaillé moins d’heures d’emploi assurable (900 heures par rapport à 1 250 heures);
• d’avoir eu droit à un nombre maximal de semaines de prestations moins élevé (25 semaines par rapport à 31 semaines); et
• d’avoir des taux de prestations hebdomadaires plus bas (392 $ par rapport à 430 $).

Aussi, toujours comparativement à l’ensemble des prestataires saisonniers, ceux qui ont vécu une période sans revenu sont plus susceptibles de travailler dans les secteurs :

• de l’agriculture, de la pêche, de l’exploitation forestière et de la chasse (12 % par rapport à 7 %);
• de l’hébergement et des services de restauration (11 % par rapport à 6 %);et
• des arts, des spectacles et des loisirs (6 % par rapport à 3 %).

Prestataires saisonniers vivant une période sans revenu

Le Rapport de contrôle et d’évaluation de l’assurance-emploi 2019-2020 définit les prestataires saisonniers vivant une période sans revenu comme des prestataires qui ont épuisé toutes les semaines de prestations auxquelles ils sont admissibles et qui n’ont reçu ni revenu d’emploi ni prestations d’assurance-emploi pendant au moins une semaine et au plus quinze semaines immédiatement après l’épuisement de leur demande. Cette définition a été retenue aux fins de la présente évaluation. Par exemple, un prestataire saisonnier ayant vécu une période sans revenu en 2013 est une personne qui a fait établir une demande en 2013 et qui a vécu une période sans revenu après l’épuisement de sa demande.

Bien que l’année 2013 permette de dresser le portrait le plus complet possible des prestataires saisonniers vivant une période sans revenu, nous avons analysé la proportion des prestataires saisonniers qui ont vécu une période sans revenu en 2017 dans douze des régions ciblées (la région de Terre‑Neuve/Labrador a été exclue en raison de la mesure entourant la chute des prix des matières premières). L’analyse a révélé que 10 % des prestataires saisonniers ont vécu une période sans revenu dans ces régions. Ainsi, on s’attend à ce que le pourcentage de prestataires saisonniers vivant une période sans revenu demeure relativement stable dans le temps.

En 2013, la majorité (58 %) des prestataires saisonniers ayant connu une période sans revenu vivaient dans des régions non ciblées, tandis que 42 % vivaient dans des régions ciblées

Dans les régions ciblées, 16 700 prestataires saisonniers ayant vécu une période sans revenu ont été identifiés (9,8 % des prestataires saisonniers de ces régions) par rapport à 22 900 dans les régions non ciblées (8,8 % des prestataires saisonniers de ces régions).

Les prestataires saisonniers ayant vécu une période sans revenu dans les régions ciblées avaient droit à un nombre maximal de semaines de prestations régulières plus élevé que ceux des régions non ciblées (29 semaines par rapport à 21 semaines). Une partie de cette différence à l’égard du nombre de semaines de prestations est attribuable à la norme variable d’admissibilité et au tableau d’admissibilité (annexe C). Cependant, ces prestataires ont gagné beaucoup moins (-6 700 $) que les prestataires saisonniers ayant vécu une période sans revenu dans les régions non ciblées.

• Source : Données administratives de l’assurance-emploi et dossiers fiscaux de l’ARC.

Pour donner une image plus complète du risque auquel sont confrontés les prestataires saisonniers vivant une période sans revenu, nous avons examiné la persistance du risque d’une année à l’autre. L’analyse révèle qu’environ 60 % des prestataires saisonniers qui ont vécu une période sans revenu en 2013 n’avaient pas vécu de période sans revenu au cours des cinq années précédentes, entre 2008 et 2012.

La figure 10 montre que parmi les prestataires ayant vécu une période sans revenu en 2013, moins de 9 % (environ 3 500 prestataires) ont connu trois périodes de ce genre ou plus entre 2008 et 2012. Seulement 1 % des prestataires ayant vécu une période sans revenu en 2013 ont connu une telle période chaque année de 2008 à 2012, soit 410 prestataires. Dans l’ensemble, cela suggère que pour la majorité des prestataires ayant vécu une période sans revenu, ce phénomène n’est pas récurrent ou persistant.

Le projet pilote n^o 15 a été en vigueur de septembre 2010 à 2012 dans quinze régions (dont les treize régions du projet pilote n^o 21). Il est possible que les semaines supplémentaires entraînent une sous-estimation des périodes sans revenu chez les prestataires des régions ciblées ayant vécu de telles périodes. Cependant, comme l’incidence de la présence d’une période sans revenu au cours de la période visée par l’analyse est relativement similaire dans les régions ciblées et non ciblées, le biais d’estimation potentiel est jugé faible.

Description textuelle de la figure 10

Nombre de périodes sans revenu vécu dans les cinq années précédentes	Régions ciblées	Régions non ciblées
0	59 %	58 %
1	24 %	21 %
2	10 %	10 %
3 ou plus	7 %	10 %

• Source : Données administratives de l’assurance-emploi.

Analyse exploratoire : l’apprentissage automatique pour identifier les prestataires ayant vécu une période sans revenu

Pour vérifier s’il est possible de prédire le risque qu’un prestataire saisonnier vive une période sans revenu, une analyse exploratoire reposant sur l’apprentissage automatique a été réalisée. Le modèle utilisé reposait sur la population des prestataires saisonniers. L’objectif consistait à identifier les prestataires saisonniers ayant une forte probabilité de vivre des semaines sans revenu en fonction des variables explicatives observées avant la demande. (Voir l’annexe F pour plus d’informations.) Comme indiqué précédemment, l’année 2013 a été utilisée pour obtenir la représentation la plus exacte possible des prestataires saisonniers ayant vécu une période sans revenu. Le tableau ci-dessous présente les principaux résultats. Bien que le modèle soit basé sur les données de 2013, les résultats présentés concernent les prestataires de 2014. La précision du modèle pour l’année 2014 indique que certains facteurs associés à l’expérience d’une période sans revenu s’étendent sur plusieurs années.

• Source : Données administratives de l’assurance-emploi.

Dans l’ensemble, le modèle révèle que le fait d’avoir déjà vécu une période sans revenu, d’établir une demande entre juillet et octobre, et de travailler dans le secteur de l’agriculture, de la pêche, de l’exploitation forestière et de la chasse sont les principaux prédicteurs des prestataires saisonniers vivant une période sans revenu. Le modèle d’apprentissage automatique a correctement identifié 86 % des prestataires saisonniers ayant vécu une période sans revenu dans les régions ciblées. En d’autres termes, si un modèle de ce type était utilisé pour identifier les prestataires saisonniers vivant une période sans revenu au moment où ils établissent leur demande, seuls 14 % des prestataires saisonniers qui ne vivent pas de période sans revenu auraient accès à des semaines supplémentaires.

Ce chiffre est nettement inférieur à celui qui est associé au mécanisme actuel, qui fait qu’environ 90 % des prestataires saisonniers qui ne vivent pas de période sans revenu ont accès à des semaines supplémentaires. Un mécanisme de ce genre serait plus ciblé et réduirait les prestations versées à des prestataires qui ne vivent pas de période sans revenu et qui ne font qu’accroître leur recours aux prestations.

Constatation 4 : En 2018, un peu plus d’un tiers des prestataires saisonniers admissibles à cinq semaines de prestations supplémentaires ont utilisé au moins une semaine de prestations supplémentaires, et seulement 10 % d’entre eux avaient vécu une période sans revenu au cours de l’année précédente

D’août à décembre 2018, environ 75 000 prestataires saisonniers qui avaient fait établir une demande avaient droit aux cinq semaines complètes de prestations supplémentaires (c’est‑à‑dire qu’ils avaient droit, au départ, à un maximum de 40 semaines de prestations ou moins). De ce nombre, 27 500 (37 %) ont utilisé au moins une semaine de prestations supplémentaires au cours de leur demande, l’usage moyen s’établissant à 3,9 semaines de prestations.

Ces prestataires avaient accumulé en moyenne 930 heures d’emploi assurable ouvrant droit à un maximum de 29 semaines de prestations. En comparaison, ceux qui n’avaient touché aucune semaine de prestations supplémentaires avaient accumulé en moyenne 1 300 heures d’emploi assurable ouvrant droit à un maximum de 35 semaines de prestations. Seulement 28 % des prestataires ayant utilisé des semaines de prestations supplémentaires avaient vécu une période sans revenu en 2017 (prestataires ayant déjà vécu une période sans revenu).

Près de 10 000 prestataires saisonniers ont été exclus parce qu’ils avaient droit, au départ, à plus de 40 semaines de prestations au maximum.

Pour mieux comprendre les tendances de travail annuelles de ceux qui ont touché des semaines supplémentaires dans le cadre du projet pilote, les heures d’emploi assurable qu’ils ont accumulées avant d’établir leur demande sont converties en semaines normales de travail de 35 heures, et sont par la suite additionnées au nombre maximal de semaines de prestations auxquelles ils avaient droit au départ (figure 11).

Description textuelle de la figure 11

le nombre maximal de semaines de prestations admissibles et le nombre de semaines normales de travail	Proportion des prestataires saisonniers sans une période sans revenu	Proportion des prestataires saisonniers avec une période sans revenu
35 à 40 semaines	1,1 %	2,4 %
41 à 45 semaines	8,1 %	16,0 %
46 à 50 semaines	13,8 %	21,4 %
51 à 55 semaines	21,2 %	26,6 %
56 à 60 semaines	21,6 %	19,0 %
61 à 65 semaines	17,0 %	9,8 %
66 à 70 semaines	9,4 %	3,5 %
71 à 75 semaines	4,2 %	0,9 %
76 à 80 semaines	2,2 %	0,3 %
81 à 85 semaines	0,5 %	0,1 %
86 à 90 semaines	0,4 %	0,0 %
Plus que 90 semaines	0,5 %	0,0 %

• Source : Données administratives de l’assurance-emploi.

Pour environ 60 % des prestataires ayant utilisé des semaines de prestations supplémentaires en 2018, la somme des semaines de prestations auxquelles ils ont droit au maximum et des semaines normales travaillées était supérieure à 52 semaines. Cela pourrait suggérer que, pour une proportion importante des prestataires saisonniers vivant une période sans revenu, les semaines de prestations supplémentaires sont utilisées pour couvrir une période sans revenu qui n’existe peut-être que parce qu’ils effectuent des semaines de travail intensives.

À titre d’exemple, prenons deux personnes qui travaillent 800 heures assurables dans une région où le taux de chômage est de 12,1 %. L’une travaille à raison de 50 heures par semaine pendant 16 semaines et l’autre à raison de 35 heures pendant 23 semaines. Elles ont toutes deux droit à un maximum de 29 semaines de prestations régulières. Cependant, seule la personne qui travaille des semaines intensives aura une période sans revenu (de six semaines).

Échantillon de la cohorte

En raison de la pandémie de COVID‑19, la seule cohorte de prestataires pour laquelle il y a suffisamment de données au sujet de la période après la demande de prestations pour rendre compte des périodes sans revenu est celle des personnes qui ont fait établir leur demande entre août et décembre 2018. La présente évaluation se concentre sur les personnes qui avaient droit aux cinq semaines complètes de prestations supplémentaires (c.-à-d. ceux qui ont droit à maximum de 40 semaines ou moins de prestations, sans compter les semaines supplémentaires).

Bien que l’analyse ne porte que sur un échantillon de cinq mois, il convient de noter qu’environ 70 % des prestataires saisonniers (80 % de ceux vivant une période sans revenu) avaient fait établir leur demande de prestations pendant ces mois de l’année. Ainsi, les résultats présentés dans cette évaluation doivent être considérés comme représentatifs de l’ensemble de la population des prestataires saisonniers.

Constatation 5 : Pour les prestataires saisonniers, une analyse des impacts a permis de constater que le projet pilote avait réduit l’incidence d’une période sans revenu de plus de sept points de pourcentage. Cet impact a diminué de façon constante à mesure qu’augmentait le nombre maximal de semaines de prestations régulières de l’assurance-emploi auxquelles les prestataires avaient droit.

Le mécanisme de ciblage du projet pilote permet d’utiliser une méthode d’évaluation relativement plus fiable et robuste par rapport à celles utilisées dans les évaluations précédentes, qui reposaient sur une comparaison entre les prestataires des régions ciblées et ceux des régions non ciblées. La comparaison des prestataires entre les régions peut donner lieu à des résultats expliqués par des caractéristiques inobservables qui découlent de différences régionales, et non pas nécessairement des modifications apportées aux politiques.

Le critère lié au caractère saisonnier instauré dans le cadre du projet pilote permet de constituer un groupe témoin composé de prestataires qui ont manqué de peu d’être identifiés comme des prestataires saisonniers dans une région ciblée et qui n’ont pas été admissibles aux cinq semaines de prestations supplémentaires. Le groupe traitement est constitué des prestataires qui ont tout juste satisfait aux critères saisonniers et qui étaient admissibles aux cinq semaines complètes de prestations supplémentaires pendant le projet pilote.

Par conséquent, l’admissibilité à la mesure résulte d’une discontinuité dans les tendances entourant les demandes de prestations plutôt que du fait d’habiter dans une région plutôt que dans une autre. En d’autres termes, les prestataires ne pouvaient pas modifier leur historique de demandes pour se qualifier eux-mêmes en vue du projet pilote. Afin de s’assurer que les impacts sont comparables pour le groupe traitement, les prestataires saisonniers qui n’étaient pas admissibles aux cinq semaines complètes (dont le nombre maximal de semaines auxquelles ils ont droit s’élevait initialement à 41 ou plus) sont exclus.

Aussi, afin de nous assurer que le groupe témoin de prestataires est aussi proche que possible du groupe traitement, l’évaluation introduit le concept de « nouveaux prestataires saisonniers », c’est‑à‑dire les prestataires qui sont devenus saisonniers au cours des quatre dernières années. La comparaison des résultats entre les prestataires qui ont manqué de peu d’être considérés comme saisonniers et les prestataires saisonniers annuels ne constituerait pas une comparaison solide, car ces personnes sont très différentes sur le plan des caractéristiques démographiques.

Ces groupes sont ensuite subdivisés en deux : ceux qui ont vécu une période sans revenu en 2017 (prestataires ayant vécu une période sans revenu) et ceux qui n’ont pas vécu de période sans revenu en 2017 (prestataires n’ayant pas vécu de période sans revenu).

Groupe traitement

Personnes touchant des prestations régulières de l’assurance-emploi (entre août et décembre 2018) qui ont fait établir trois demandes de prestations régulières ou de prestations pour pêcheurs au cours des trois dernières années (ou quatre demandes de prestations régulières ou de prestations pour pêcheurs au cours des quatre dernières années) avant leur demande de 2018 (toutes établies à peu près à la même période de l’année que la demande de 2018). Cependant, les personnes qui ont fait établir une demande de prestations régulières ou de prestations pour pêcheurs au cours de la 5e ou 6e année avant leur demande de 2018 (établie à peu près à la même période que la demande de référence de 2018) sont exclues du groupe traitement.

Groupe témoin

Personnes touchant des prestations régulières de l’assurance-emploi (entre août et décembre 2018) qui ont fait établir deux demandes de prestations régulières ou de prestations pour pêcheurs au cours des deux années avant leur demande de 2018 (les deux demandes étant établies à peu près à la même période de l’année que la demande de 2018). Cependant, ces personnes n’ont établi aucune autre demande de prestations régulières ou de prestations de pêcheur au cours des cinq dernières années (c’est‑à‑dire qu’ils n’ont pas été considérés comme des prestataires saisonniers parce qu’ils n’ont pas établi de troisième demande au cours des cinq dernières années).

On a constaté que le projet pilote avait un effet positif pour ce qui est de réduire l’incidence de vivre une période sans revenu pour les prestataires saisonniers

Cette évaluation s’appuie sur une approche des différences en différences pour l’analyse des impacts. Cette approche permet de cerner l’impact d’une politique lorsqu’un résultat peut être observé à deux périodes différentes pour deux groupes distincts, dans des situations où un seul des deux groupes est visé par la politique au cours de la seconde période.

Étant donné que les prestataires du groupe traitement et du groupe témoin ont tous fait établir une demande en 2017, l’analyse des impacts permet de comparer les résultats respectifs pour les prestataires entre 2017 (période avant le projet pilote) et 2018 (période pendant le projet pilote).

Comme le montre le tableau 5, le risque de vivre une période sans revenu a diminué de 7,2 points de pourcentage à la suite de la mise en œuvre du projet pilote, ce qui correspond à une diminution de 38 % du nombre de prestataires saisonniers ayant vécu une période sans revenu. Cet effet était plus marqué chez les prestataires ayant vécu une période sans revenu qui avaient également vécu une telle période l’année précédente (« prestataires ayant vécu une période sans revenu », dans le tableau 5).

La probabilité de vivre une période sans revenu avait diminué de 17 points de pourcentage chez les prestataires ayant déjà vécu une période sans revenu, ce qui représentait une diminution de plus de 50 %.

• Note : *** Significatif à 99 %.
• Source : EDSC (2021). Annexe A : Rapport technique 2.

Enfin, le projet pilote a considérablement contribué à réduire la proportion de prestataires qui ont touché la totalité des semaines de prestations auxquelles ils avaient droit (taux d’épuisement) de 12,9 points de pourcentage (soit une diminution de 30,5 % du nombre de prestataires saisonniers ayant épuisé leurs prestations) par rapport à 2017.

L’impact sur le nombre de prestataires qui ont épuisé leurs prestations est différent pour ceux qui ont vécu une période sans revenu, puisqu’une personne peut épuiser ses prestations sans pour autant vivre de période sans revenu.

L’effet du projet pilote sur la réduction de l’incidence de vivre une période sans revenu diminue à mesure que le nombre maximal de semaines de prestations auxquelles les prestataires ont droit augmente

On peut s’attendre à ce que la probabilité de vivre des semaines sans revenu soit étroitement liée au nombre maximal de semaines de prestations auxquelles une personne est admissible initialement (c’est‑à‑dire le nombre maximal de semaines admissibles, à l’exclusion des semaines supplémentaires du projet pilote). Autrement dit, plus le nombre initial maximal de semaines auxquelles le prestataire est admissible est élevé, plus l’effet du projet pilote sur l’élimination ou la réduction des périodes sans revenu est faible. En effet, la probabilité de vivre une période sans revenu diminue en fonction du nombre de semaines auxquelles un prestataire est admissible. Par exemple, si un prestataire saisonnier a droit à un maximum de 35 semaines de prestations régulières, ce prestataire n’a qu’à travailler 17 semaines pendant la saison pour s’assurer de recevoir un revenu pendant les 52 semaines de l’année (prestations d’assurance-emploi et revenu d’emploi).

C’est ce que confirme la figure 12, qui montre que l’effet du projet pilote sur la probabilité de vivre une période sans revenu diminue de façon constante avec le nombre initial maximal de semaines de prestations auxquelles le prestataire a droit. Lorsque les prestataires ont droit à environ 14 semaines de prestations, les cinq semaines supplémentaires diminuent la probabilité de vivre une période sans revenu de plus de 20 points de pourcentage. Cependant, cet effet tombe à moins de 10 points de pourcentage à partir du point où les prestataires ont droit à environ 28 semaines.

Description textuelle de la figure 12

Nombre maximal de semaines de prestations auxquelles le prestataire a droit	Probabilité de vivre une période sans revenu	Intervalle de confiance à 95 % (limite inférieure)	Intervalle de confiance à 95 % (limite supérieure)
14	-20,5 %	-22,9 %	-18,1 %
16	-18,9 %	-21,0 %	-16,8 %
18	-17,3 %	-19,1 %	-15,5 %
20	-15,7 %	-17,3 %	-14,2 %
22	-14,1 %	-15,4 %	-12,8 %
24	-12,5 %	-13,7 %	-11,4 %
26	-10,9 %	-12,0 %	-9,9 %
28	-9,3 %	-10,3 %	-8,3 %
30	-7,7 %	-8,8 %	-6,6 %
32	-6,1 %	-7,4 %	-4,9 %
34	-4,5 %	-6,0 %	-3,0 %
36	-2,9 %	-4,7 %	-1,2 %
38	-1,3 %	-3,3 %	0,7 %
40	0,3 %	-2,0 %	2,6 %

• Source : EDSC (2021). Annexe A : Rapport technique 2.

En outre, la figure montre qu’à partir du moment où le nombre maximal de semaines auxquelles les prestataires ont droit approche du seuil de 37 semaines, l’effet du projet pilote sur la probabilité d’une période sans revenu devient non significatif. En d’autres termes, les semaines supplémentaires n’ont aucun effet sur l’élimination des périodes sans revenu pour ceux qui ont droit à un maximum de 37 semaines de prestations ou plus.

Analyse exploratoire : autres options de définitions pour les « prestataires saisonniers vivant une période sans revenu »

Un « prestataire saisonnier vivant une période sans revenu récurrente » peut décider de vivre des semaines sans revenu pendant sa demande d’assurance-emploi ou juste avant de faire établir sa demande. Certains prestataires vivant une période sans revenu peuvent préférer répartir plus uniformément le nombre de semaines sans revenu au lieu de vivre une longue période sans revenu à la fin de leur demande. Ils pratiquent ainsi une forme de régularisation du revenu. Il est possible qu’au cours de la période couverte par le projet pilote, ces prestataires aient utilisé des semaines supplémentaires pour combler des périodes sans revenu au début ou au cours de leur demande, même s’ils n’ont pas été identifiés comme des prestataires vivant une période sans revenu selon la définition du Rapport de contrôle et d’évaluation de l’assurance-emploi. Pour tenir compte de ces autres types de périodes sans revenu, deux autres concepts ont été examinés.

Autre concept pour « période sans revenu » : durant la demande de prestations

Une « période sans revenu durant la demande de prestations » est définie comme la période après ‘le début de la période de prestations (DPP) et les semaines admissibles de prestations d’assurance-emploi’, et qui précède le retour en emploi. La principale différence de cet autre concept par rapport à la définition donnée dans le Rapport de contrôle et d’évaluation de l’assurance-emploi est que toutes les semaines sans prestations et sans revenu d’emploi pendant la demande sont considérées comme des semaines sans revenu.

Chronologie pour identifier une période sans revenu durant la demande de prestations (par ordre chronologique):

• emploi saisonnier
• mise à pied
• période sans emploi
  • début de la demande de prestations et semaines admissibles de prestations
  • période sans revenu
• réembauche
• emploi saisonnier recommence

Autre concept pour période sans revenu : période sans emploi

La période sans emploi est définie comme la différence entre ‘la mise à pied et les semaines admissibles de prestations’. La période sans revenu qu’ajoute cette définition correspond à la période entre la mise à pied et le moment où la demande est établie. L’idée est que si la période qui commence à la mise à pied et à laquelle on ajoute les semaines admissibles de prestations est plus courte que la période de chômage (de la mise à pied jusqu’au retour en emploi), la personne risque de vivre une période sans revenu, peu importe le moment où survient la période sans revenu.

Bien que cette définition ne corresponde pas à la définition « traditionnelle » d’un prestataire saisonnier vivant une période sans revenu, elle permet d’englober un groupe de prestataires saisonniers sur lesquels le projet pilote pourrait avoir des effets. Par exemple, certains prestataires qui prévoient une période sans revenu à la fin de leur demande de prestations peuvent décider de vivre des semaines sans revenu au début ou au cours de leur période de prestations. Cependant, il se pourrait qu’ils reprennent le travail plus tôt que prévu sans avoir épuisé leurs prestations d’assurance-emploi. Accorder des semaines supplémentaires à ce groupe de prestataires pourrait réduire le nombre de semaines sans revenu qu’ils vivent.

Chronologie pour identifier une période sans emploi (par ordre chronologique):

• emploi saisonnier
• mise à pied
• période sans emploi
  • mise à pied et semaines admissibles de prestations
  • période sans revenu
• réembauche
• emploi saisonnier recommence

Résultats de l’analyse des impacts

En utilisant le même groupe traitement et le même groupe témoin que ceux décrits dans le tableau 6, l’analyse des impacts permet de constater que le projet pilote n^o 21 a diminué l’incidence de vivre une période sans revenu pour les prestataires saisonniers de 8,1 points de pourcentage selon le concept de période sans revenu durant la demande de prestations et de 8,0 points de pourcentage selon le concept de période sans emploi.

Constatation 6 : L’analyse indique que le projet pilote a influencé les tendances de travail ultérieures des prestataires saisonniers qui étaient admissibles à des semaines supplémentaires. Plus précisément, les revenus d’emploi de ces prestataires ont diminué et la durée pendant laquelle ils touchaient des prestations a augmenté après le lancement du projet pilote. Leur revenu total est par contre resté inchangé

L’un des problèmes décelés dans le cadre des évaluations précédentes était l’effet de fournir des semaines de prestations supplémentaires aux prestataires saisonniers qui ne vivent pas de période sans revenu. Plus précisément, on a constaté que cela augmentait le nombre de semaines de prestations utilisées et réduisait ensuite le temps passé en emploi (RHDCC, 2010 et EDSC, 2016). En comparant les prestataires des régions ciblées à ceux des régions non ciblées, les deux évaluations ont révélé une utilisation accrue des prestations régulières de l’assurance-emploi chez les prestataires saisonniers qui ne vivent pas de période sans revenu. Il a été établi que plus de 95 % des prestations supplémentaires avaient été versées à des personnes appartenant à cette catégorie. L’évaluation de 2010 révélait également une diminution de leur épisode d’emploi subséquent.

La figure 13 montre que lorsque l’on compare les nouveaux prestataires saisonniers aux prestataires qui ont manqué de peu d’être considérés comme des prestataires saisonniers en 2018 (la même analyse que celle effectuée pour la constatation n^o 5), ceux qui ont vécu une période sans revenu en 2017 (prestataires saisonniers ayant vécu une période sans revenu) avaient leur demande ouverte plus longtemps (4,4 semaines) et avaient utilisé trois semaines supplémentaires de prestations régulières. Même si la durée de leur épisode d’emploi suivant n’avait pas changé de manière statistiquement significative, leur revenu d’emploi en 2019 par rapport à leur niveau de revenu en 2017 avait considérablement baissé (-1 300 $).

Il est intéressant de noter qu’il n’y a pas eu de réduction statistiquement significative au chapitre de leur revenu total. Cela suggère que les prestations d’assurance-emploi qui avaient été utilisées en plus avaient remplacé des revenus d’emploi.

Description textuelle de la figure 13

Variables	Nouveaux prestataires saisonniers	Prestataires ayant vécu une période sans revenu (année précédente)	Prestataires n’ayant pas vécu de période sans revenu (année précédente)
Modification de la période durant laquelle la demande de prestation était ouverte (semaines)	2,9	4,4	2,7
Nombre de semaines supplémentaires de prestations régulières d'assurance-emploi utilisées	1,7	3,0	1,4
Changement de la durée de l’emploi suivant (semaines)	-2,0	-0,1	-2,5
Variation du revenu d'emploi (en dollars)	-817	-1 297	-617

• Source : EDSC (2021). Annexe A : Rapport technique 2.

Lorsqu’on examine les effets du projet pilote sur les nouveaux prestataires saisonniers de 2018 qui n’avaient pas vécu de période sans revenu en 2017 (prestataires n’ayant pas vécu de période sans revenu), on constate :

• une augmentation du nombre de semaines de prestations utilisées (+1,4 semaine);
• une réduction de la durée de l’épisode d’emploi suivant (-2,5 semaines); et
• une diminution d’environ 600 $ du revenu d’emploi.

Comme dans le cas des prestataires ayant déjà vécu une période sans revenu, aucun effet n’a été constaté sur le revenu total des prestataires n’ayant pas vécu de période sans revenu.

L’impact sur les périodes sans revenu et sur l’utilisation de semaines supplémentaires semble lié au secteur d’activité dans lequel les prestataires travaillent

Lorsque les résultats de la comparaison entre les nouveaux prestataires saisonniers et ceux qui ont manqué de peu d’être admissibles sont ventilés par secteur d’activité, on constate une différence notable dans la probabilité de vivre une période sans revenu et dans le nombre de semaines supplémentaires de prestations régulières de l’assurance-emploi utilisées.

Le projet pilote a entraîné une réduction statistiquement significative de la probabilité de vivre une période sans revenu dans le cas des nouveaux prestataires saisonniers travaillant dans sept secteurs d’activité (tableau 6). De même, le projet pilote a entraîné une augmentation statistiquement significative du nombre de semaines de prestations régulières de l’assurance-emploi utilisées par les prestataires issus de ces secteurs d’activité.

Dans le cas des nouveaux prestataires saisonniers travaillant dans trois secteurs (tableau 6), le projet pilote a entraîné une augmentation statistiquement significative de l’utilisation des prestations régulières de l’assurance-emploi (de +1,3 à +2,8 semaines). Cependant, il n’y a pas eu de réduction statistiquement significative de la probabilité de vivre une période sans revenu.

• Note : * Significatif à 90 %; ** Significatif à 95 %;*** Significatif à 99 %.
• Source : EDSC (2021). Annexe A : Rapport technique 2.

Constatation 7 : Par rapport aux projets pilotes précédents, le projet pilote n^o 21 s’est avéré plus efficace pour cibler les prestataires saisonniers vivant une période sans revenu. Néanmoins, la majeure partie des semaines de prestations supplémentaires ont été versées à des prestataires saisonniers qui ne vivent pas de période sans revenu.

En s’appuyant sur l’analyse précédente, qui attribue au projet pilote certains effets sur l’utilisation des prestations et sur les tendances de travail des prestataires, il est possible de réaliser une analyse préliminaire des coûts. Étant donné que le projet pilote a pris fin le 25 septembre 2021, nous ne disposions pas de données qui auraient permis d’avoir une idée du coût annuel du projet pilote au moment de la présente évaluation. Ainsi, l’estimation préliminaire des coûts réalisée ici ne vise qu’à mettre en contexte les implications financières « complètes » du projet pilote, en tenant compte des effets sur les comportements.

En d’autres termes, pour chaque dollar utilisé par les prestataires saisonniers vivant une période sans revenu (en semaines supplémentaires), quel est le coût estimé lié à l’octroi de semaines de prestations supplémentaires aux prestataires saisonniers qui ne vivent pas de période sans revenu?

L’analyse a porté sur deux types de coûts :

• prestations supplémentaires totales versées dans le cadre du projet pilote; et
• perte de productivité due à la réduction de la durée des épisodes d’emploi ultérieurs.

L’analyse montre (tableau 7) que le coût estimatif « complet » par prestataire ne vivant pas de période sans revenu s’établit à 2 760 $ (650 $ en prestations supplémentaires et 2 110 $ en raison de la réduction du temps passé en emploi), tandis que ce coût est estimé à 1 257 $ dans le cas des prestataires saisonniers vivant une période sans revenu. (Voir l’annexe E pour la description complète du calcul des coûts.) Comme le montre l’analyse des impacts, il n’y a pas eu d’impact sur la durée de l’emploi suivant chez les prestataires ayant déjà vécu une période sans revenu, mais il y a eu une réduction de 2,5 semaines chez les prestataires n’ayant pas vécu de période sans revenu.

Il convient de noter que d’autres coûts et avantages tangibles ou intangibles pourraient être associés au projet pilote. Par souci de simplicité, nous avons limité l’analyse aux coûts susmentionnés.

• Source : EDSC (2021). Annexe A : Rapport technique 2.

Pour estimer les coûts associés au fait d’accorder un dollar supplémentaire de prestations d’assurance-emploi à un prestataire saisonnier qui vit une période sans revenu, les chiffres présentés au tableau 7 pour les prestataires saisonniers qui ne vivent pas de période sans revenu sont multipliés par 9,2. Cela reflète le fait qu’environ 90 % des prestataires saisonniers ne vivent pas de période sans revenu au cours d’une année donnée.

Dans l’ensemble, lorsque les coûts liés à la perte de productivité sont exclus, on constate que pour chaque dollar utilisé par des prestataires saisonniers qui vivent une période sans revenu pour réduire cette période sans revenu, on prévoit que 4,8 dollars seront utilisés par des prestataires saisonniers qui ne vivent pas de période sans revenu, sous forme de semaines supplémentaires de prestations. C’est donc dire qu’environ 20 % des prestations supplémentaires sont versées à des prestataires saisonniers qui vivent une période sans revenu.

Conclusion et leçons apprises

Pour un certain nombre de prestataires saisonniers, le nombre de semaines de prestations accordées par le régime d’assurance-emploi n’est pas suffisant pour couvrir la saison morte, ce qui les amène à vivre une période sans revenu avant la reprise de leur emploi saisonnier. On parle alors de prestataires saisonniers vivant une période sans revenu. Pour résoudre ce problème, le projet pilote n^o 21 a permis de fournir cinq semaines supplémentaires de prestations régulières, jusqu’à une durée maximale de 45 semaines de prestations, aux prestataires saisonniers qui résidaient dans l’une des treize régions économiques de l’assurance-emploi ciblées.

Contrairement aux projets pilotes précédents, le projet pilote n^o 21 a cherché à distinguer les prestataires saisonniers des autres prestataires touchant des prestations régulières dans la même région, en se basant sur les tendances historiques de leurs demandes de prestations au cours des cinq années précédentes.

Dans l’ensemble, l’évaluation prouve que le mécanisme de ciblage est efficace pour identifier les prestataires saisonniers qui établissent souvent des demandes d’assurance-emploi en suivant une certaine tendance. Pour cette proportion relativement faible de prestataires saisonniers (10 %), il a été constaté que le projet pilote avait eu un effet positif sur l’élimination ou la réduction de la probabilité d’une période sans revenu. Cette probabilité a été réduite de plus de sept points de pourcentage. Cependant, les prestataires saisonniers ne vivant pas de période sans revenu ont utilisé davantage de prestations régulières et leur épisode d’emploi subséquent a été plus court en raison de ces semaines supplémentaires.

Sur la base de ces constatations, la Direction de l’Évaluation propose les leçons apprises ci-dessous pour le Ministère :

• Comme le montrent les données probantes, toute mesure permanente future devrait prendre en compte à quel point les habitudes entourant les demandes de prestations d’un individu sont sensibles aux autres mesures temporaires qui ont des effets sur la date de début et de fin d’une demande de prestations. Étant donné que l'admissibilité est fondée sur le moment où une demande est établie, on pourrait envisager d'autres indicateurs qui pourraient mieux refléter la saisonnalité que le moment de l'établissement de la demande.
• Comme le projet pilote n^o 21 l’a montré, un mécanisme d’identification des prestataires saisonniers mieux ciblé peut réduire le coût des mesures tout en permettant d’apporter un soutien à ceux qui traversent une période sans revenu. Cependant, les données probantes suggèrent que même avec l’approche plus ciblée du projet pilote n^o 21, il est difficile de s’assurer que les semaines de prestations supplémentaires ne sont utilisées que par ceux qui auraient autrement vécu une période sans revenu.
• La plupart des prestataires saisonniers ne connaissent pas de période sans revenu. De plus, les constatations portent à croire qu’une mesure similaire au projet pilote n° 21 pourrait affecter le travail ultérieur et les habitudes entourant les demandes de prestations des prestataires saisonniers en substituant un revenu gagné par des prestations d'assurance-emploi.

Annexes

Annexe A : Bibliographie

Sources internes (non publiées, disponibles sur demande)

• Emploi et Développement social Canada (2022). Analyse supplémentaire sur l’assurance-emploi et les travailleurs saisonniers dans les régions ciblées.
• Emploi et Développement social Canada (2021). Revue de littérature : Comparaison internationale des travailleurs saisonniers.
• Emploi et Développement social Canada (2021). Rapport technique 1 : Évaluation du mécanisme de ciblage du projet pilote n°21.
• Emploi et Développement social Canada (2021). Rapport technique 2 : Résultats pour les prestataires du projet pilote n° 21.
• Gunderson, M. (2006). Review of Research and Policy Literature on the Impacts of Employment Insurance Programs for Seasonal Workers. Emploi et Développement social Canada.

Sources externes

• Gazette du Canada (2018). Règlement modifiant le Règlement sur l’assurance-emploi (projet pilote n^o 21) : DORS/2018-228.
• Emploi et Développement social Canada (2016). Évaluation d’initiatives de prolongation des prestations régulières d’assurance-emploi.
• Emploi et Développement social Canada (2021). Rapport de contrôle et d’évaluation de l’assurance-emploi 2019-2020.
• Gray, D. et Leonard, P. (2020). Mind the Gap: Running Out of Employment Insurance Benefits. The Social Safety Net for Working-Age Adults. IRPP Study, n^o 81.
• Ressources humaines et Développement des compétences Canada (2010). Évaluation du projet pilote de prolongation des prestations d’assurance-emploi sur une période de cinq semaines : 2004 à 2009.

Annexe B : Sources des données

La principale analyse de la présente évaluation s’appuie sur le fichier de profil vectoriel des personnes qui ont établi des demandes de prestations régulières de l’assurance-emploi ou des prestations de pêcheur en 2018 et 2019. En raison de l’absence de certaines données et de la mise en place de la Prestation canadienne d’urgence en mars 2020, les données de l’assurance-emploi pour 2020 sont exclues de l’analyse. De plus, nous avons utilisé le fichier principal des numéro d’assurance sociale pour effectuer des analyses par âge et par sexe. Enfin, nous avons utilisé les relevés d’emploi (RE) pour identifier les prestataires saisonniers vivant une période sans revenu.

Voici les sources de données utilisées aux fins de cette évaluation.

Le fichier de profil vectoriel (PV)

Le fichier de PV est dérivé du fichier principal utilisé par Service Canada pour mettre en œuvre et administrer le programme. Il contient des informations sur les dates auxquelles les demandes sont établies, sur la durée des prestations, ainsi que sur les types de prestations versées au cours d’une demande. La semaine correspondant au début de la période de prestations (DPP) – la semaine où la demande commence – est utilisée pour établir le moment où une personne établit une demande de prestations. Cela permet de classer les demandes de prestation par trimestre ou par année.

Fichier principal des NAS

Le Fichier principal des NAS est un registre de tous les Canadiens ayant un numéro d’assurance sociale (NAS). Il est impossible d’y identifier les personnes, puisque les renseignements d’identification y sont masqués. Les variables tirées de ce dossier sont entre autres la date de naissance (pour déterminer l’âge) et le sexe.

Relevés d’emploi

Les relevés d’emploi (RE) décrivent toutes les interruptions de revenu ou de travail déclarées. Ils indiquent le premier et le dernier jour de travail, les heures d’emploi assurable et la rémunération assurable, et ils contiennent des renseignements sur l’employeur. Les RE et le fichier de PV sont utilisés pour identifier les prestataires saisonniers vivant une période sans revenu. Les prestataires saisonniers vivant une période sans revenu sont des prestataires saisonniers qui ont vécu une période sans revenu après l’épuisement des prestations auxquelles ils avaient droit dans le cadre d’une demande et avant le début de leur prochain emploi.

Annexe C : Nombre maximal de semaines pour lesquelles des prestations régulières peuvent être versées et meilleures semaines variables

Meilleures semaines variables

Les prestations d'assurance-emploi sont calculées en fonction des semaines de rémunération les plus élevées d'une personne au cours des 52 dernières semaines ou depuis sa dernière demande, selon la période la plus courte. Cela garantit que le taux des prestations versées est basé sur leurs «meilleures semaines» de revenus.

Selon le taux de chômage régional, le calcul du taux de prestations hebdomadaires utilise entre 14 et 22 semaines. Les semaines au-delà du nombre de meilleures semaines où les gains sont les plus faibles ne sont pas utilisées.

Annexe D : Analyse des impacts – Analyse de sensibilité

Deux autres groupes ont été utilisés pour vérifier la validité des principaux résultats : tous les prestataires saisonniers dans les régions ciblées, comparés à tous les prestataires saisonniers dans les régions non ciblées, et les prestataires périodiques (prestataires qui n’établissent pas de demandes de façon constante année après année).

Pour l’analyse au niveau régional, nous avons constitué les trois groupes témoins ci-dessous.

• Régions tout près d’être admissibles. Si l’on avait modifié les critères pour le ciblage des régions (en diminuant d’un point de pourcentage le seuil établi pour la proportion de prestataires saisonniers au sein de la population active de la région et le taux de chômage de la région), quatre autres régions de l’assurance-emploi auraient fait partie du projet pilote :
  • (12) Trois-Rivières
  • (15) Montérégie
  • (23) Est de Ontario et
  • (34) Huron
• Proximité régionale. Comparaison des régions ciblées avec les régions non ciblées les plus proches. Les régions non ciblées les plus proches qui ont servi à la comparaison sont :
  • (01) St. John’s
  • (06) Halifax et
  • (07) Fredericton-Moncton-Saint-John
• Toutes les régions. Les régions ciblées sont comparées à toutes les régions non ciblées.

Terre‑Neuve/Labrador est la seule région de l’assurance-emploi pour laquelle les prestataires auraient pu recevoir des prestations supplémentaires dans le cadre de la mesure de l’assurance-emploi entourant la chute des prix des matières premières et du projet pilote n^o 21 (mais pas en même temps). En d’autres termes, la période qui a précédé le projet pilote n^o 21 a été considérablement différente à Terre‑Neuve/Labrador, comparativement aux régions exclues de la mesure entourant la chute des prix des matières premières. Ainsi, l’hypothèse des tendances parallèles est infirmée. De même, l’analyse des régions exclut les quatorze autres régions non ciblées qui ont été incluses dans la mesure entourant la chute des prix des matières premières.

Pour les prestataires périodiques, le groupe traitement et le groupe témoin ont été établis comme suit.

Groupe témoin : Personnes touchant des prestations régulières de l’assurance-emploi (entre août et décembre 2018) qui ont établi deux demandes de prestations régulières ou de prestations de pêcheur au cours des années 3, 4 ou 5 avant leur demande de 2018 (dont une seule demande établie à peu près à la même période de l’année que la demande de référence de 2018). Cependant, même si la personne n’a pas établi de demande de prestations régulières ou de prestations de pêcheur à peu près à la même période de l’année au cours des années 1 et 2 avant la demande de référence, il est possible qu’elle ait quand même établi une demande au cours de ces années, sans toutefois suivre une tendance saisonnière.

Groupe traitement : Personnes touchant des prestations régulières de l’assurance-emploi (entre août et décembre 2018) qui ont établi trois demandes de prestations régulières ou de prestations de pêcheur au cours des années 3, 4 ou 5 avant leur demande de 2018, à peu près à la même période de l’année que la demande de référence de 2018. Cependant, ces personnes n’avaient pas établi d’autres demandes de prestations régulières de l’assurance-emploi ou de prestations de pêcheur au cours des cinq dernières années à la même période de l’année que leur demande de référence. Comme pour le groupe témoin, il est possible que ces personnes aient établi des demandes dans les deux années précédant la demande de référence, mais pas au même moment.

Les résultats obtenus en utilisant les régions pour établir l’admissibilité au projet pilote se rapprochent de ceux de l’analyse principale. On peut dès lors considérer qu’ils corroborent les constatations précédentes, sur la base de la nouvelle approche axée sur le caractère saisonnier. L’impact sur la durée de l’épisode d’emploi suivant est négatif, mais il est plus faible. Cependant, lorsque seules les régions proches des régions ciblées sont analysées, la durée de l’épisode d’emploi suivant diminue encore.

Dans le cas des prestataires périodiques, les résultats sont moins semblables à ceux qui concernent les nouveaux prestataires saisonniers. Cela était prévisible, car les prestataires périodiques ne travaillent pas en suivant une tendance saisonnière qui se répète d’une année à l’autre. Les résultats montrent que la durée de la demande de prestations et le nombre de semaines de prestations régulières utilisées ont augmenté. Toutefois, étant donné que les prestataires périodiques sont susceptibles de travailler selon un modèle qui ne conduit pas à des périodes sans revenu saisonnières, le projet pilote n’a pas d’impact sur la durée de leurs périodes sans revenu ou sur la durée de leur prochain emploi. En outre, on a constaté que ces prestataires utilisent davantage de semaines de prestations avant de retourner sur le marché du travail pour occuper un emploi.

• Note : ** Significatif à 95 %;*** Significatif à 99 %.
• Source : EDSC (2021). Annexe A : Rapport technique 2.

Annexe E : Méthode d’analyse des coûts

Prestataires saisonniers ne vivant pas de période sans revenu

Les coûts du projet pilote n^o 21 liés aux prestataires saisonniers ne vivant pas de période sans revenu peuvent être répartis en 2 catégories :

• total des prestations supplémentaires payées dans le cadre du projet pilote n^o 21;
• perte de productivité attribuable à la réduction de la durée de l’épisode d’emploi subséquent des prestataires ne vivant pas de période sans revenu (changement de comportement).

Le coût des semaines supplémentaires est calculé sur la base de l’analyse des impacts. De façon plus précise, le coût des semaines supplémentaires s’élève à 650 $, soit le produit du nombre de semaines supplémentaires utilisées (1,4 semaine) et du taux moyen de prestations hebdomadaires versées aux prestataires ne vivant pas de période sans revenu (464 $). On estime à 2 110 $ la perte de productivité chez les prestataires ne vivant pas de période sans revenu. On la calcule en multipliant la réduction moyenne de la durée du prochain épisode d’emploi des travailleurs ne vivant pas de période sans revenu (2,5 semaines) par leur rémunération hebdomadaire assurable moyenne (844 $). La rémunération hebdomadaire assurable moyenne est calculée à partir du taux de prestations hebdomadaires, qui représente 55 % de la rémunération hebdomadaire assurable moyenne. Cependant, étant donné que le taux maximal de prestations hebdomadaires et que le maximum de la rémunération hebdomadaire assurable étaient plafonnés à 547 $ et 994 $, respectivement, en 2018, la perte de travail hebdomadaire sous-estime probablement la véritable perte de travail chez les prestataires ne vivant pas de période sans revenu.

Si l’on additionne les semaines de prestations supplémentaires versées aux prestataires ne vivant pas de période sans revenu et la perte de productivité, le coût total associé à chacun de ces prestataires s’élève à 2 760 $. Ainsi, la perte de productivité est beaucoup plus élevée (2 110 $) que le coût associé à l’utilisation accrue des prestations régulières (650 $). Par souci de simplicité, on suppose qu’il n’y a pas d’autres effets négatifs liés à l’obtention de semaines d’admissibilité supplémentaires (par exemple, une diminution du nombre de semaines d’admissibilité, l’utilisation d’un nombre accru de semaines de prestations lors de la prochaine demande de prestations ou une plus grande probabilité de présenter une autre demande de prestations).

Prestataires saisonniers vivant une période sans revenu

Le coût moyen associé à l’octroi de semaines supplémentaires aux prestataires vivant une période sans revenu est calculé en multipliant l’impact sur le nombre de semaines de prestations régulières utilisées (3,0 semaines) par le taux moyen de prestations hebdomadaires (419 $). Par conséquent, le coût total associé à l’octroi de prestations aux prestataires vivant une période sans revenu s’élève à 1 257 $.

L’effet des semaines de prestations supplémentaires sur l’épisode d’emploi suivant des prestataires vivant une période sans revenu n’est pas significatif. Par conséquent, on ne suppose aucune perte de productivité chez ces prestataires.

Annexe F : Apprentissage automatique

L’apprentissage automatique est une technique de modélisation qui permet de prédire les résultats. Tout d’abord, on utilise des variables explicatives pertinentes et le résultat escompté pour constituer un ensemble de données. Ensuite, on choisit les structures du modèle, c’est‑à‑dire le nombre de couches et le nombre de nœuds par couche.

Il n’existe aucune ligne directrice claire pour l’établissement de la structure du modèle. En général, plus le nombre de variables explicatives augmente, plus il faut de nœuds à chaque couche pour tenir compte de l’augmentation exponentielle des interactions potentielles entre les variables. Cependant, la structure finale doit être établie par essais et erreurs.

Troisièmement, on utilise une partie des données pour entraîner le modèle. En d’autres mots, le modèle fait une prédiction, compare son estimation au résultat réel, puis ajuste ses paramètres en conséquence. Enfin, on utilise le reste des données comme données de validation pour vérifier adéquatement la précision du modèle.

Dans les cas où la probabilité d’un résultat positif est faible, il faut que les données d’entraînement contiennent une forte proportion de prestataires saisonniers vivant une période sans revenu si l’on souhaite entraîner le modèle correctement. Pour ce faire, on sélectionne un résultat négatif au hasard, de manière à ce que les prestataires vivant une période sans revenu constituent la moitié de l’échantillon d’entraînement.

Le tableau ci-dessous décrit les variables explicatives utilisées pour prédire la probabilité d’une période sans revenu.