Rapport de contrôle et d’évaluation de l’assurance-emploi pour l’exercice financier commençant le 1er avril 2016 et se terminant le 31 mars 2017
Chapitre II – Prestations régulières d’assurance-emploi

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

Au cours de l'EF1617, le nombre de demandes de prestations régulières d'assurance-emploi a diminué dans l'ensemble des provinces et des territoires, à l'exception de l'Île-du-Prince-Édouard, de la Nouvelle-Écosse, des Territoires du Nord-Ouest et du Nunavut. La plus importante diminution en pourcentage a été enregistrée à Terre-Neuve-et-Labrador (-18,1 %), suivi de l'Alberta (-15,9 %) et de la Colombie-Britannique (-14,5 %) —voir le graphique 7. Le Québec et l'Ontario, qui ensemble ont compté pour 58,5 % de toutes les nouvelles demandes de prestations régulières, ont affiché des baisses (-16 700 et -24 000 respectivement) pour ce qui est du nombre de demandes établies.

Description textuelle du graphique 7

	Variation en pourcentage du nombre de demandes établies	Variation en pourcentage des montants versés<
Colombie-Britannique	-14,5 %	-0,2 %
Alberta	-15,9 %	51,7 %
Saskatchewan	-13,9 %	24,8 %
Manitoba	-6,0 %	4,1 %
Ontario	-6,1 %	-4,1 %
Québec	-4,0 %	-7,8 %
Nouveau-Brunswick	-2,7 %	-1,3 %
Nouvelle-Écosse	1,0 %	-1,2 %
Île du-Prince-Édouard	0,7 %	-0,9 %
Terre-Neuve et Labrador	-18,1 %	9,7 %
Yukon	-4,9 %	0,6 %
Territoires du nord-ouest	12,3 %	-4,7 %
Nunavut	13,2 %	22,3 %

Remarque : Comprend toutes les demandes pour lesquelles au moins 1 $ en prestations régulières de l'a.-e. a été versé.

Source : Emploi et développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi (a.-e.). Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

Tout comme le nombre de nouvelles demandes établies, le montant total versé en prestations régulières au cours de la période examinée varie également en fonction de la province ou du territoire (voir le graphique 7). Alors que l'Alberta (+51,7 %), la Saskatchewan (+24,8 %) et le Nunavut (+22,3 %) ont affiché les plus importantes augmentations en pourcentage par rapport à l'exercice financier précédent, le Québec (-7,8 %) et les Territoires du Nord-Ouest (-4,7 %) ont quant à eux enregistré les plus grandes diminutions. De plus, malgré la diminution de leur pourcentage respectif des versements de prestations, l'Ontario et le Québec comptaient toujours pour la plus importante part des prestations versées (47,7 %).

Pour ce qui est des sexes, le nombre de demandes de prestations régulières d'assurance-emploi établies a chuté à l'échelle nationale tant chez les hommes (-10,0 %) que chez les femmes (-3,7 %), totalisant respectivement 806 700 et 514 500 (voir le tableau 7). Les plus importantes baisses ont été enregistrées chez les hommes et les femmes en Alberta, en Colombie-Britannique, en Ontario, au Québec et à Terre-Neuve-et-Labrador. La diminution du nombre de nouvelles demandes de prestations régulières d'assurance-emploi fut plus importante chez les hommes que chez les femmes dans la plupart des provinces et des territoires, à l'exception du Yukon ( 4,0 % pour les hommes comparativement à -6,8 % pour les femmes). En Nouvelle-Écosse, le taux de croissance fut semblable (+1,0 % pour les hommes contre +0,9 % pour les femmes). Par rapport à l'exercice précédent, les proportions de demandes présentées par les hommes et par les femmes sont demeurées plus ou moins stables, s'élevant respectivement à environ 61,0 % et 39,0 %.

Environ 68,0 % du montant total payé en prestations régulières d'assurance-emploi ont été versés aux hommes, et environ 32,0 % aux femmes. Les montants versés aux hommes et aux femmes ont augmenté à peu près au même rythme (+4,3 % et +4,9 % respectivement) —voir le tableau 7. Les femmes ont affiché de plus importants taux d'augmentation ou de plus faibles taux de diminution en ce qui a trait aux montants payés dans chaque province ou territoire, à l'exception de Terre-Neuve-et-Labrador, de l'Ontario et du Yukon. À l'échelle nationale, l'EF1617 est le premier des sept derniers exercices où les hommes n'ont pas rapporté des taux de croissance supérieurs à ceux des femmes pour ce qui est des demandes établies et le premier des quatre derniers exercices pour ce qui est des montants payés.

Comme le montre le tableau 7, il y a eu des diminutions du nombre de demandes établies par tous les groupes d'âge, et les prestataires âgés de moins de 25 ans ont affiché la plus importante baisse (-9,8 %), suivi du groupe des 45 ans et plus (-9,5 %). Les prestataires âgés de 25 à 44 ans ont compté pour la plus importante part des nouvelles demandes (44,5 %) pour la période examinée, suivi par le groupe des 55 ans et plus (23,3 %). Alors que la répartition des pourcentages de nouvelles demandes établies par les différents groupes d'âge a été relativement stable par rapport à la dernière année, la part de nouvelles demandes établies par le groupe des 55 ans et plus a augmenté lentement au fil du temps, avec une augmentation de 3,3 points de pourcentage depuis l'EF1112.

Contrairement aux nouvelles demandes de prestations régulières d'assurance-emploi, tous les groupes d'âge ont enregistré des augmentations pour ce qui est du montant versé en prestations régulières. La plus grande hausse a été observée chez les prestataires âgés de 55 ans et plus (+9,4 %). Qui plus est, comme ce fut le cas pour l'exercice précédent, les prestataires âgés de 25 à 44 ans représentaient la plus importante part des montants versés (43,8 %), suivi du groupe des 55 ans et plus (24,0 %). La proportion du montant payé selon la catégorie d'âge fut relativement stable au cours du dernier exercice, alors qu'une légère augmentation (+1,1 point de pourcentage) a été observée chez les 55 ans et plus et que de petits déclins ont été enregistrés chez les jeunes de moins de 25 ans (-0,4 point de pourcentage), chez les prestataires âgés de 25 à 44 ans (-0,3 point de pourcentage) et chez les prestataires âgés de 45 à 54 ans (-0,4 point de pourcentage).

Ces tendances sont probablement attribuables en partie au vieillissement de la population du Canada, car il existe une corrélation positive entre l'augmentation du nombre de nouvelles demandes de prestations régulières, le montant payé aux travailleurs âgés de 55 ans et plus et la part de ces derniers au sein de la population active canadienne. Les travailleurs plus âgés comptaient pour 20,6 % de la population active pour ce qui est de l'EF1617, une augmentation de 2,9 points de pourcentage par rapport à 17,7 % pour l'EF1112^{Note de bas de page 23}

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

Le nombre de nouvelles demandes de prestations régulières a chuté dans toutes les industries pour l'EF1617 (voir le tableau 8), notamment de façon marquée dans l'extraction minière, pétrolière et gazière (-36,1 %), la construction (-13,6 %), le transport et l'entreposage (-12,5 %) et la fabrication (-12,3 %). Les diminutions du nombre de nouvelles demandes de prestations régulières chez les prestataires de ces industries concordaient avec les récentes tendances à la baisse du chômage observées au sein de ces dernières. De plus, de façon semblable à l'exercice précédent, la plupart des nouvelles demandes ont été présentées par des prestataires qui, avant l'établissement de leur demande, occupaient un emploi dans la construction (20,7 %), les services d'enseignement (11,6 %) et la fabrication (9,9 %). Regroupées, ces trois industries comptaient pour 42,2 % de toutes les demandes de prestations régulières d'assurance-emploi, une diminution de 1,3 point de pourcentage par rapport à l'exercice précédent (43,5 %).

Pour ce qui est des industries productrices de biens, le nombre de nouvelles demandes de prestations régulières a chuté de 14,3 % pour atteindre 484 720 au cours de la période examinée, et ce recul fut principalement causé par la baisse du nombre de demandes établies par des prestataires des industries de l'extraction minière, pétrolière et gazière (-36,1 %), de la construction (-13,6 %) et de la fabrication (-12,3 %). Les demandes provenant des prestataires de ces trois industries ont compté pour 88,5 % de toutes les demandes de prestations régulières d'assurance-emploi des industries productrices de biens pour l'EF1617, soit une baisse de 0,6 point de pourcentage par rapport à l'exercice précédent.

Pour ce qui est des industries productrices de biens, le nombre de nouvelles demandes de prestations régulières a chuté de 14,3 % pour atteindre 484 720 au cours de la période examinée, et ce recul fut principalement causé par la baisse du nombre de demandes établies par des prestataires des industries de l'extraction minière, pétrolière et gazière (-36,1 %), de la construction (-13,6 %) et de la fabrication (-12,3 %). Les demandes provenant des prestataires de ces trois industries ont compté pour 88,5 % de toutes les demandes de prestations régulières d'assurance-emploi des industries productrices de biens pour l'EF1617, soit une baisse de 0,6 point de pourcentage par rapport à l'exercice précédent.

Le montant versé en prestations régulières d'assurance-emploi aux prestataires qui ont travaillé dans les industries productrices de biens a augmenté de 1,1 % pour un total de 5,4 milliards de dollars, ce qui est nettement moindre que la hausse enregistrée au cours de l'EF1516 (21,9 %). Cette croissance plus lente s'explique principalement par la diminution des sommes versées aux prestataires issus de l'industrie de la fabrication (-0,6 %) et par les faibles hausses des montants versés pour les demandes établies par des prestataires qui ont travaillé dans l'extraction minière, pétrolière et gazière (+0,8 %) et dans la construction (+2,3 %) comparativement à l'exercice précédent. Les prestataires issus de ces trois industries représentaient 89,7 % du montant total payé aux bénéficiaires de prestations régulières des industries productrices de biens.

Pour ce qui est des industries productrices de services, le nombre de nouvelles demandes de prestations régulières d'assurance-emploi établies a chuté de 7,2 % pour un total d'environ 762 600 lors de l'EF1617. Cette baisse s'explique principalement par le nombre de demandes établies par des prestataires issus des industries du transport et de l'entreposage (-12,5 %), des services professionnels, scientifiques et techniques (-12,1 %) et des services aux entreprises, des services relatifs aux bâtiments et des autres services de soutien (-11,5 %). Contrairement au nombre de demandes établies, le montant total versé aux prestataires issus des industries productrices de services a augmenté de +3,1 % pour un total de 6,7 milliards de dollars, ce qui est nettement moindre que la hausse observée au cours de l'EF1516 (14,7 %). Ce rythme de croissance plus lent est principalement dû au ralentissement du taux de croissance des montants versés aux prestataires des industries du transport et de l'entreposage; des services professionnels, scientifiques et techniques, et des services aux entreprises, des services relatifs aux bâtiments et des autres services de soutien.

La diminution du recours aux prestations régulières tant dans les industries productrices de biens que dans celles productrices de services s'est produite même si les tendances relatives à l'emploi ont divergé dans les deux secteurs. En effet, les industries productrices de biens ont affiché des pertes d'emploi de -1,2 % au cours de l'EF1617 alors que les industries productrices de services ont enregistré des gains d'emploi de 1,6 % (voir le graphique 8).

Description textuelle du graphique 8

	Taux de variation annuel
	Demandes de prestations régulières	Montants versés	Emploi
Industries productrices de biens	-14.3%	1.1%	-1.2%
Industries productrices de services	-7.2%	-7.2%	1.6%

Remarque : Comprend toutes les demandes pour lesquelles au moins 1 $ en prestations régulières de l'a.-e. a été versé.

Source : Emploi et développement social Canada (EDSC), données administratives de l'assurance-emploi (a.-e.) (pour les données sur les demandes de prestations régulières et le montant versé), et Statistique Canada, Enquête sur la population active, tableau CANSIM 282-007 (pour les données sur l'emploi). Les données d'EDSC reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

Une récente étude^{Note de bas de page 24}réalisée par le Ministère portant sur les habitudes de réemploi après une mise à pied qui a comparé les travailleurs en fonction du statut de leur demande d'assurance-emploi a examiné si les travailleurs mis à pied retournaient dans la même industrie ou s'ils passaient à une autre industrie lorsqu'ils retrouvaient du travail. L'étude se penchait également sur l'impact du réemploi sur le salaire des travailleurs. Elle a permis de déterminer que la majorité des travailleurs mis à pied de retour sur le marché du travail ont trouvé un emploi dans la même industrie qu'ils aient ou non touché des prestations d'assurance-emploi et que la proportion de travailleurs mis à pied qui ont changé d'industrie lors de leur réemploi augmente en fonction de la durée de l'épisode de chômage. L'étude s'est aussi penchée sur l'impact de retourner au sein de la même industrie ou de changer d'industrie par rapport aux salaires des travailleurs mis à pied en s'attardant à ceux qui ont obtenu un salaire supérieur, inférieur ou semblable après leur réembauche. Lorsque les travailleurs retournent dans la même industrie, la majorité de ceux ayant retrouvé un emploi ont conservé un salaire semblable ou plus élevé peu importe le statut de leur demande d'assurance-emploi.

Un facteur clé associé au régime d'assurance-emploi est que ce dernier peut améliorer la qualité d'un nouvel emploi obtenu par un prestataire du régime, notamment en ce qui a trait au salaire et à la durée de l'emploi, car davantage de ressources et de temps sont fournis à une personne pour l'aider à trouver un emploi convenable. Des données recueillies montrent qu'en général, les régimes visant à aider les chômeurs ont un très petit impact positif ou n'ont aucun impact sur la qualité de l'emploi trouvé par les personnes en situation de réemploi. Certains sous-programmes précis liés au régime d'assurance-emploi peuvent toutefois mener à des résultats plus fructueux. Une récente analyse réalisée par Emploi et Développement social Canada^{Note de bas de page 25} montre qu'un certain nombre de mesures actives relatives au marché du travail, c'est-à-dire des composants du régime liés aux prestations d'emploi et mesures de soutien (voir le chapitre 3 pour de plus amples renseignements), ont généralement des impacts positifs et considérables sur le réemploi et les revenus d'emploi des gens.

Prestations régulières d'assurance-emploi et entreprises

Selon les données fiscales de 2015^{Note de bas de page 26} il y avait 1,2 million d'entreprises^{Note de bas de page 27} en affaires au Canada, une augmentation de 1,3 % par rapport à 2014. En tout, en 2015, 303 833 entreprises ont été associées à l'établissement d'une demande de prestations régulières d'assurance-emploi à titre d'anciens employeurs des prestataires (ou 25,4 % de toutes les entreprises).

La proportion d'entreprises comptant au moins un employé touchant des prestations régulières d'assurance-emploi varie grandement en fonction de la taille de l'entreprise, alors que les plus petites sont moins susceptibles d'être le dernier employeur d'un prestataire^{Note de bas de page 28} En 2015, environ 20,0 % de toutes les petites entreprises (1 à 19 employés) comptaient au moins un ancien employé qui avait touché des prestations régulières d'assurance-emploi. À titre comparatif, 74,8 % des petites et moyennes entreprises (20 à 99 employés), 95,0 % des moyennes et grandes entreprises (100 à 499 employés) et 99,6 % des grandes entreprises (500 employés ou plus) comptaient un ancien employé ayant touché des prestataires régulières d'assurance-emploi.

Néanmoins, lorsque comparés à la répartition de la main-d'œuvre, les employés des petites entreprises étaient souvent surreprésentés au sein des bénéficiaires de prestations régulières d'assurance-emploi (voir le tableau 9). Les travailleurs au sein des grandes entreprises étaient quant à eux sous-représentés au sein des bénéficiaires de prestations régulières d'assurance-emploi, comptant pour 43,1 % des travailleurs et seulement 32,0 % des prestataires régulières. Toutes les autres catégories d'entreprises étaient surreprésentées chez les bénéficiaires de prestations régulières d'assurance-emploi. Les petites entreprises, par exemple, comptaient pour 21,6 % des travailleurs et pour 26,1 % des bénéficiaires de prestations régulières d'assurance-emploi. Ce recours accru aux prestations régulières d'assurance-emploi pourrait porter à croire qu'en cas de situations commerciales ou économiques difficiles, les plus petites entreprises pourraient avoir besoin d'ajuster de façon importante leur main-d'œuvre, faisant ainsi en sorte qu'une plus grande proportion de leurs travailleurs pourrait établir des demandes de prestations régulières d'assurance-emploi à la suite de mises à pied. De plus, cette tendance peut aussi être influencée par des caractéristiques liées à l'industrie comme la plus grande prévalence des emplois saisonniers, généralement plus susceptibles de dépendre de l'a-e, dans les petites entreprises par rapport à la moyenne nationale dans certaines industries^{Note de bas de page 29}.

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

Comme l'illustre le tableau 10, le nombre de demandes établies a chuté au sein de toutes les catégories de prestataires au cours de l'EF1617. Les travailleurs de longue date ont affiché la plus importante baisse, avec un repli de 13,4 % par rapport à l'exercice précédent, suivi des prestataires fréquents ( 7,2 %) et des prestataires occasionnels (-4,9 %). Les prestataires occasionnels comptaient toujours pour la plus grande part (53,3 %) de toutes les nouvelles demandes de prestations régulières établies, soit une augmentation de 1,6 point de pourcentage comparativement à l'exercice précédent (51,9 %). En revanche, la part des travailleurs de longue date a fléchi modérément de 1,7 point de pourcentage pour s'établir à 24,9 % alors que la part des prestataires fréquents n'a que peu changé (21,6 %).

La diminution du nombre de demandes établies par les travailleurs de longue date au cours de l'EF1617 s'inscrit dans la tendance à la baisse observée depuis la récession de l'EF0910. Le nombre de demandes de prestations régulières d'assurance-emploi établies par les travailleurs de longue date au cours de l'EF1617 (environ 329 290) est demeuré en deçà du sommet enregistré au cours de l'EF0809, soit 519 800 (voir le graphique 9).

À l'instar de l'exercice précédent, les prestataires occasionnels ont compté pour la plus importante part du total des montants versés en prestations (49,1 %) au cours de l'EF1617, une diminution de 1,4 point de pourcentage par rapport à l'exercice précédent. Les travailleurs de longue date arrivaient en second, suivis des prestataires fréquents avec des parts respectives de 29,1 % et de 21,9 % pour ce qui est du total des montants versés en prestation. Les travailleurs de longue date (+17,2 %) et les prestataires occasionnels (+1,7 %) ont enregistré des hausses de leurs montants versés en prestations régulières d'assurance-emploi, et les prestataires fréquents ont, quant à eux, affiché une baisse (-3,3 %) (voir le tableau 10 et le graphique 10).

De plus, comme l'illustre le tableau 10, la répartition du total des montants versés en prestations en fonction de ces différentes catégories de prestataires ne concordait pas avec la ventilation des demandes établies par celles-ci. En fait, les travailleurs de longue date ont reçu une plus grande part du montant total versé (29,1 %) par rapport à leur pourcentage de demandes établies (24,9 %) au cours de l'EF1617. Les prestataires occasionnels, qui comptaient pour 53,5 % de toutes les demandes, ont reçu 49,1 % du montant total versé.

Description textuelle du graphique 9

	2008-2009	2009-2010	2010-2011	2011-2012	2012-2013	2013-2014	2014-2015	2015-2016	2016-2017
Travailleurs de longue date	31,6 %	30,0 %	24,0 %	25,6 %	23,3 %	21,5 %	19,5 %	26,6 %	24,9 %
Prestataires occasionnels	50,6 %	51,4 %	53,9 %	51,8 %	53,1 %	55,1 %	57,8 %	51,9 %	53,5 %
Prestataires fréquents	17,8 %	18,6 %	22,1 %	22,6 %	23,6 %	23,4 %	22,7 %	21,5 %	21,6 %

Remarque : Comprend toutes les demandes pour lesquelles au moins 1 $ en prestations régulières de l'a.-e. a été versé.

^* Voir l'annexe 2.1 pour consulter la définition des catégories de prestataires dont il est question dans ce graphique.

Source : Emploi et développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi (a.-e.). Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

Description textuelle du graphique 10

Montants versés (en milliards de dollars)
	2008-2009	2009-2010	2010-2011	2011-2012	2012-2013	2013-2014	2014-2015	2015-2016	2016-2017
Travailleurs de longue date	3,0 $	5,1 $	4,4 $	3,2 $	2,7 $	2,4 $	2,1 $	3,1 $	3,7 $
Prestataires occasionnels	4,8 $	6,9 $	5,7 $	5,2 $	5,0 $	5,3 $	5,7 $	6,1 $	6,2 $
Prestataires fréquents	2,2 $	2,7 $	2,7 $	2,8 $	2,8 $	2,7 $	2,7 $	2,9 $	2,8 $

Remarque : Comprend toutes les demandes pour lesquelles au moins 1 $ en prestations régulières de l'a.-e. a été versé.

^* Voir l'annexe 2.1 pour consulter la définition des catégories de prestataires dont il est question dans ce graphique.

Source : Emploi et développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi (a.-e.). Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

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

Le taux de chômage dans une région économique de l'assurance-emploi détermine le nombre d'heures d'emploi assurable nécessaire pour avoir droit aux prestations (soit la norme variable d'admissibilité ou NVA). Plus le taux de chômage est élevé dans une région, moins le nombre d'heures requis pour avoir droit aux prestations régulières d'assurance-emploi est grand (voir l'Annexe 2.2). Consulter la section 2.2 (Prestations régulières d'assurance-emploi : couverture, admissibilité et accès) pour obtenir de plus amples renseignements sur l'admissibilité et l'accès aux prestations régulières d'assurance-emploi.

À l'instar des exercices précédents, les prestataires qui ont accumulé plus de 1 820 heures d'emploi assurables représentaient le plus important pourcentage de nouvelles demandes de prestations régulières (25,7 %), une baisse de 2,0 points de pourcentage par rapport à l'exercice précédent. Ce premier déclin du pourcentage de prestataires pour cette catégorie fait suite à cinq années consécutives d'augmentation. Malgré ce recul, les pourcentages de demandes de prestations régulières ventilés en fonction du nombre d'heures d'emploi assurable accumulé par les prestataires furent relativement stables, et ce, pour toutes les catégories. Les demandes pour lesquelles moins de 700 heures avaient été cumulées ont enregistré la plus importante hausse (+13,7 %) tandis que celles comptant 1 820 heures ou plus ont affiché la plus grande baisse (-14,3 %) (voir tableau 11).

Le graphique 11 illustre le nombre moyen d'heures d'emploi assurable par demande où des prestations régulières ont été versées. Au cours de l'EF1617, en moyenne, les prestataires qui ont eu droit aux prestations régulières d'assurance-emploi avaient accumulé 1 363 heures d'emploi assurable au cours de leur période de référence, soit une baisse de 2,2 % par rapport à l'exercice précédent. Il s'agit là de la première diminution après six années consécutives d'augmentation, soit depuis l'EF1011.

Description textuelle du graphique 11

	2008-2009	2009-2010	2010-2011	2011-2012	2012-2013	2013-2014	2014-2015	2015-2016	2016-2017
Hommes	1 446	1 385	1 358	1 377	1 393	1 400	1 406	1 418	1 385
Femmes	1 357	1 325	1 309	1 315	1 328	1 338	1 342	1 353	1 328
Canada	1 413	1 362	1 338	1 352	1 367	1 376	1 381	1 393	1 363

Par ailleurs, le nombre moyen d'heures d'emploi assurable par demande qui donnait droit aux prestations régulières d'assurance-emploi a varié selon les provinces et les territoires, le sexe et l'âge. En effet, le nombre d'heures par demande dans les provinces de l'Atlantique et les Territoires sont généralement moindres que dans les autres provinces et territoires. Par exemple, les demandes présentées à Terre-Neuve-et-Labrador affichaient le plus petit nombre d'heures d'emploi assurable par demande (1 135 heures), suivi du Nunavut (1 186 heures). Les demandes établies en Alberta présentaient le plus grand nombre d'heures d'emploi assurable, soit 1 501.

Lorsqu'il y a ventilation selon les sexes, les résultats montrent que les demandes établies par les hommes (1 385 heures) comptaient en moyenne 57 heures d'emploi assurable de plus que celles établies par les femmes (1 328 heures), comparativement à une différence de 62 heures observée pour l'exercice précédent, une diminution de 8,1 %. Cette baisse observée au cours de l'EF1617 représente le premier recul de l'écart entre les sexes des cinq dernières années (voir le graphique 11). De plus, les résultats ventilés selon les âges montrent que les prestataires âgés de 55 ans et plus ont accumulé en moyenne le plus petit nombre d'heures d'emploi assurable pendant l'EF1617 (1 298 heures), tandis que les prestataires âgés de 25 à 44 ans affichaient le plus grand nombre moyen d'heures d'emploi assurable (1 398 heures).

Le tableau 12 ci-dessous montre qu'il y a eu des diminutions du nombre de nouvelles demandes selon les taux de chômage régionaux, à l'exception des demandes établies dans les régions économiques de l'assurance-emploi dont le taux de chômage se situait entre 7,1 % à 8,0 %, entre 11,1 % à 12,0 % et entre 14,1 % à 15,0 %. La plus importante baisse (-32,9 %) a eu lieu dans les régions économiques de l'assurance-emploi dont le taux de chômage variait entre 13,1 % et 14 % alors que les régions où le taux de chômage oscillait entre 14,1 % et 15,1 % ont affiché la plus importante augmentation (+61,2 %). De plus, les prestataires des régions de l'assurance-emploi ayant un taux de chômage qui variait entre 6,1 % et 7,0 % représentaient la plus grande proportion de nouvelles demandes de prestations d'assurance-emploi, soit 27,5 %, ce qui correspond à une augmentation de 2,1 points de pourcentage par rapport à l'exercice précédent. À titre de référence, le tableau 12 présente également la population active selon le taux de chômage régional pour l'EF1617.

Couverture des prestations régulières d'assurance-emploi

Comme il a été mentionné précédemment, les bénéficiaires de prestations régulières d'a.-e. doivent cotiser à l'a. e. au cours des 52 semaines précédant la soumission d'une demande. Même si le versement de prestations d'a.-e. est assujetti à davantage de critères d'admissibilité, le nombre de chômeurs qui ont contribué au régime d'a.-e. en versant des cotisations au cours des 52 semaines précédentes est un facteur important à considérer afin de déterminer dans quelle mesure le régime offre une couverture globale de la population de chômeurs.

Le graphique 13 illustre la proportion de chômeurs ayant cotisé à l'a.-e. parmi l'ensemble des chômeurs au Canada de 2008 à 2016. La proportion de chômeurs ayant cotisé à l'a.-e. est demeurée la même en 2016 (65,3 %) que l'année précédente, inversant la tendance à la baisse qui était observée depuis 2009. Les taux de couverture de l'a.-e. visant les chômeurs ont tendance à être plus élevés lors des ralentissements économiques, étant donné que le ralentissement des activités entraîne des mises à pied qui augmentent la proportion de chômeurs cotisant à l'a.-e. parmi tous les chômeurs. Par exemple, pendant la récession ayant débuté au cours de l'EF0809, la proportion de chômeurs ayant cotisé à l'a.-e. a atteint un sommet (70,1 % en 2008 et 70,3 % en 2009). De même, la baisse des prix des produits de base a ralenti la croissance économique en 2015 et en 2016, ce qui explique la proportion plus élevée des chômeurs cotisant à l'a.-e. dans ces années-là.

Description textuelle du graphique 13

	2008	2009	2010	2011	2012	2013	2014	2015	2016
Cotisants à l'assurance-emploi (proportion de chômeurs %)	70,1 %	70,3 %	64,7 %	64,5 %	61,7 %	62,5 %	61,0 %	65,3 %	65,3 %

Source: Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l'assurance-emploi, 2008 à 2016.

Le graphique 14 illustre la tendance dans la proportion de non-cotisants à l'a.-e. au Canada de 2008 à 2016. Il est clair que les proportions du total des non-cotisants au régime d'a.-e. et de ceux qui n'ont pas occupé un emploi assurable récemment sont demeurés les mêmes en 2016 que l'année précédente. La proportion de chômeurs qui ont été sans emploi au cours des 12 derniers mois a augmenté de 2015 à 2016, passant de 21,4 % à 22,5 % (+1,1 point de pourcentage). La part des personnes ayant déclaré qu'elles n'ont jamais travaillé a diminué pour une deuxième année consécutive pour représenter 8,2 % de toute la population en chômage. Comme le démontre le graphique 14, ceux qui n'ont pas travaillé au cours des 12 mois précédents et ceux qui n'ont jamais travaillé représentent une plus grande proportion du total des chômeurs au cours des années.

Description textuelle du graphique 14

	2008	2009	2010	2011	2012	2013	2014	2015	2016
Non-cotisants à l'assurance-emploi	29,9 %	29,7 %	35,3 %	35,5 %	38,3 %	37,5 %	39,0 %	34,7 %	34,7 %
N'ont pas récemment occupé d'emploi assurable (p. ex. travailleurs autonomes et travailleurs familiaux non rémunérés)	4,4 %	4,9 %	3,0 %	3,4 %	4,4 %	4,5 %	4,4 %	4,0 %	4,0 %
N'ont pas travaillé au cours des 12 derniers mois (excluant ceux qui n'ont jamais travaillé)	18,3 %	18,3 %	24,1 %	25,0 %	24,6 %	24,3 %	23,3 %	21,4 %	22,5 %
N'ont jamais travaillé	7,2 %	6,5 %	8,3 %	7,1 %	9,3 %	8,8 %	11,4 %	9,3 %	8,2 %

Source: Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l'assurance-emploi, 2008 à 2016.

Le tableau 14 montre les taux de couverture de l'a.-e. selon la région, le sexe, l'âge et le régime de travail. En 2016, l'Ontario a affiché la plus basse proportion de chômeurs qui ont cotisé à l'a.-e. (57,7 %) alors que la région de l'Atlantique a présenté la plus élevée (80,7 %). Quand les données sont observées en fonction du sexe, il y a une plus grande proportion de chômeurs (70,9 %) que de chômeuses (56,8 %) qui ont cotisé au régime d'assurance-emploi. Selon les catégories d'âge, les travailleurs en chômage âgés de 45 ans et plus comptaient la plus grande proportion de cotisants à l'a.-e. (71,2 %), comparativement aux jeunes travailleurs de moins de 24 ans (56,3 %) et à ceux qui étaient âgés de 25 à 44 ans (65,5 %). Le taux de couverture de l'a.-e. pour les travailleurs non permanents en chômage (78,8 %) était plus élevé que celui pour les travailleurs permanents (72,0 %).

Admissibilité à des prestations régulières d'assurance-emploi

Comme mentionné ci-dessus, pour être admissibles aux prestations régulières d'a.-e., les chômeurs du Canada doivent répondre à trois principaux critères d'admissibilité (c'est-à-dire, avoir cotisé à l'a.-e. au cours des 52 semaines précédentes, avoir un motif de cessation d'emploi valable et avoir travaillé un nombre minimal d'heures d'emploi assurable au cours de leur période de référence — définie comme étant soit la période des 52 semaines précédentes ou la période depuis l'établissement de leur dernière demande, selon la plus courte des deux — en fonction du taux de chômage régional).

L'ECAE de 2016 a estimé que le nombre de chômeurs potentiellement admissibles aux prestations d'a.-e. (c'est-à-dire, les chômeurs qui ont cotisé à l'a.-e. au cours des 12 mois précédents et qui avaient un motif de cessation d'emploi valable) a atteint 694 800 (53,4 % du total des chômeurs) en 2016, par rapport à 687 700 (52,9 % du total des chômeurs) en 2015. Cela représente la majorité de la population ayant cotisé au régime d'a.-e. et exclut les personnes qui avaient des motifs de cessation d'emploi qui ne répondaient pas aux critères d'admissibilité du régime d'assurance-emploi. La proportion de chômeurs qui étaient potentiellement admissibles aux prestations d'a.-e. a continué d'augmenter pour une deuxième année consécutive en 2016 en raison de l'augmentation constante (+7 100) du nombre de chômeurs qui ont déclaré avoir occupé un emploi assurable et qui avaient un motif de cessation d'emploi valable, et en raison d'une augmentation plus modeste (+2 900) du total de la population en chômage.

Le graphique 15 illustre le taux d'admissibilité à l'a.-e. — la proportion de la population en chômage potentiellement admissible ayant accumulé un nombre suffisant d'heures d'emploi assurable pour être admissible à des prestations d'a.-e. — au cours de la dernière décennie. Après avoir diminué au cours des deux années précédentes, le taux d'admissibilité à l'a.-e. a augmenté de 2015 à 2016, passant de 82,8 % à 85,4 % (+2,6 points de pourcentage). Cette augmentation pourrait être partiellement attribuée à l'élimination de l'exigence relative aux DEREMPA qui est entrée en vigueur le 3 juillet 2016. Un total de 593 500 personnes ont été considérées comme admissibles (c'est-à-dire qu'elles avaient accumulé un nombre suffisant d'heures d'emploi assurable) parmi les 694 800 personnes ayant cotisé à l'a.-e. qui avaient un motif de cessation d'emploi valable. Le taux d'admissibilité à l'a.-e. tend à varier modérément selon les changements dans le marché du travail, qui répondent aux fluctuations plus fortes du cycle économique.

Description textuelle du graphique 15

	2007	2008	2009	2010	2011	2012	2013	2014	2015	2016
Canada	82,3 %	82,1 %	86,2 %	83,9 %	78,4 %	81,9 %	85,8 %	83,1 %	82,8 %	85,4 %

Source: Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l'assurance-emploi, 2007 à 2016.

Un élément important à considérer quant à l'admissibilité aux prestations régulières d'assurance-emploi est que les prestataires accumulent des nombres d'heures d'emploi assurable différents. Comme le montrent les données administratives de l'assurance-emploi, les prestataires admissibles qui réussissent à établir une demande accumulent généralement un nombre d'heures d'emploi assurable bien au-dessus de la norme minimale en vertu de la disposition sur la norme variable d'admissibilité (NVA). Au cours de l'EF1617, la proportion de prestataires réguliers qui étaient admissibles en ayant accumulé un nombre d'heures d'emploi assurable qui était près de la norme minimale d'admissibilité, définie comme étant dans les 70 heures relativement à la NVA, a augmenté à 4,0 %, et était de 3,1 % au cours de l'exercice financier précédent (voir le graphique 16).

Description textuelle du graphique 16

	2012-2013	2013-2014	2014-2015	2015-2016	2016-2017
Demandes de prestations régulières de l'a.-e. (échelle de gauche)	42 440	40 200	40 820	44 270	52 840
Demandes de prestations en pourcentage de toutes les demandes de prestations régulières d'a.-e. (échelle de droite)	3,1 %	3,0 %	3,0 %	3,1 %	4,0 %

Note: Comprend toutes les demandes pour lesquelles au moins 1 $ en prestations régulières de l'a.-e. a été versé.

Source: Emploi et développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi (a.-e.). Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

Le nombre de prestataires réguliers admissibles qui atteignent de justesse la norme minimale d'admissibilité variait de 40 200 prestataires au cours de l'EF1314 à 52 800 prestataires au cours de l'exercice financier examiné. En général, les prestataires admissibles se situant tout au plus à 70 heures de leur NVA sont disproportionnellement situés dans les régions économiques de l'a.-e. ayant des taux de chômage élevés (d'au moins 12,1 %), ce qui pourrait être partiellement attribué à l'importance de l'emploi saisonnier dans ces régions économiques de l'a.-e. et à la courte période de temps dont disposent les travailleurs dans ces industries pour accumuler un nombre suffisant d'heures d'emploi assurable.

Une récente étude ministérielle — fondée sur les données des relevés d'emploi (RE)^{Note de bas de page 32} — a examiné la proportion de chômeurs licenciés ayant accumulé un nombre suffisant d'heures d'emploi assurable pour répondre à la NVA de 2001 à 2016^{Note de bas de page 33} L'étude a révélé que le nombre de personnes qui ont déclaré une mise à pied récente (le motif de la cessation d'emploi était une pénurie de travail) et qui ont accumulé un nombre suffisant d'heures combinées pour répondre à la NVA au cours de leur période de référence de 52 semaines a diminué au fil du temps, passant de 75,4 % en 2001, à 70,1 % en 2016. Cela peut ne pas refléter pleinement l'admissibilité potentielle s'il n'y a pas eu de RE émis pour un emploi antérieur. Une autre étude ministérielle a examiné dans quelle mesure les employeurs soumettaient un RE lors d'une interruption de rémunération. L'étude a démontré que 30,2 % des interruptions de rémunération en 2014 n'étaient pas associées à un RE^{Note de bas de page 34}

Admissibilité aux prestations régulières d'assurance-emploi selon la province

Parce que les taux d'admissibilité dépendent largement des conditions économiques et de la prévalence des modalités particulières de l'emploi pendant la période de référence (telles que la fréquence des heures de travail à temps plein par rapport à celles à temps partiel, l'emploi permanent par rapport à l'emploi temporaire et ainsi de suite), les caractéristiques régionales et démographiques de la population active montrent d'importantes variations dans les résultats liés à l'admissibilité. Le tableau 15 présente les taux d'admissibilité à l'a.-e. au cours des cinq dernières années selon la province. En 2016, le taux d'admissibilité le plus faible a été observé au Manitoba (75,3 %) et le plus élevé, à l'Île-du-Prince-Édouard (98,5 %). Comparativement aux statistiques de l'ECAE de 2015, l'admissibilité à l'a.-e. a augmenté dans six des dix provinces alors qu'elle a diminué dans les autres. Les augmentations les plus importantes ont été observées en Colombie-Britannique (+12,1 points de pourcentage) et en Nouvelle-Écosse (+11,1 points de pourcentage) alors que la diminution la plus forte a été observée en Saskatchewan (-11,0 points de pourcentage), suivie par celle du Manitoba (-7,6 points de pourcentage).

Au fil du temps, il est clair que les provinces de l'Atlantique ont les taux d'admissibilité à l'a.-e. les plus élevés, alors que l'Ontario et les provinces de l'Ouest ont des taux d'admissibilité relativement plus faibles. Entre 2012 et 2016, la plus grande variabilité dans les taux d'admissibilité était observée en Alberta (18,5 points de pourcentage) et au Manitoba (16,1 points de pourcentage) et la plus faible variabilité était à Terre-Neuve-et-Labrador (2,3 points de pourcentage).

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

Le tableau 16 présente les taux d'admissibilité à l'a.-e. en 2015 et en 2016 selon le sexe et l'âge. Historiquement, une plus grande proportion d'hommes avait des emplois permanents ou à temps plein au Canada, et une plus grande proportion de femmes avait des emplois temporaires ou à temps partiel. La différence dans les caractéristiques d'emploi chez les hommes et les femmes transparaît dans les taux d'admissibilité pour les deux sexes. En 2016, le taux d'admissibilité à l'a.-e. chez les hommes a augmenté de 5,2 points de pourcentage par rapport à l'année précédente pour s'établir à 87,2 %, alors que celui chez les femmes a diminué de 2,7 points de pourcentage par rapport à l'année précédente pour se fixer à 81,6 %.

Selon les groupes d'âge, les chômeurs de 45 ans et plus affichaient le taux d'admissibilité le plus élevé, soit 94,0 % en 2016, ce qui représentait une augmentation de 3,4 points de pourcentage par rapport à l'année précédente (90,7 %). Cependant, l'augmentation la plus importante quant à l'admissibilité a été observée chez les personnes âgées de 25 à 44 ans; leur taux d'admissibilité a augmenté de 6,3 points de pourcentage, passant de 82,1 % à 88,4 % de 2015 à 2016. Les jeunes travailleurs qui sont âgés de 15 à 24 ans ont généralement une participation à la population active plus faible et sont plus susceptibles de quitter leur emploi pour retourner aux études. Cela transparaît dans leur taux d'admissibilité plus faible; en 2016, le taux d'admissibilité des jeunes a diminué de 3,2 points de pourcentage par rapport à l'année précédente (54,0 %) pour s'établir à 50,8 %.

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

En vertu des critères d’admissibilité du régime d’a.-e., les caractéristiques de l’emploi précédent ont une incidence considérable sur le taux d’admissibilité à l’a.-e. (c’est-à-dire avoir travaillé un nombre minimum d’heures d’emploi assurable au cours des 52 semaines précédentes ou depuis le début de la dernière demande, selon la plus courte des deux périodes). Intuitivement, les chômeurs qui occupaient précédemment des emplois à temps plein ont un taux d’admissibilité plus élevé puisqu’ils sont plus susceptibles que les travailleurs à temps partiel d’avoir accumulé suffisamment d’heures d’emploi assurable pour avoir droit aux prestations régulières d’assurance-emploi. De même, ceux qui avaient des emplois permanents sont aussi plus susceptibles d’afficher un taux d’admissibilité plus élevé que ceux qui avaient des emplois temporaires.

Le graphique 17 illustre les taux d'admissibilité à l'a.-e. de 2009 à 2016 selon les caractéristiques de l'emploi précédent. Il est possible de constater que le taux d'admissibilité chez les travailleurs permanents et celui chez les travailleurs temporaires ont augmenté en 2016 par rapport à l'année précédente. En 2016, le taux d'admissibilité chez les travailleurs permanents était de 92,8 %, par rapport à celui de 75,7 % chez les travailleurs temporaires et à celui de 85,4 % chez tous les travailleurs. L'écart entre les taux d'admissibilité des travailleurs permanents et des travailleurs temporaires a diminué à 17,1 points de pourcentage en 2016, comparativement à 17,9 points de pourcentage au cours de l'année précédente. Au cours des sept années précédentes, cet écart a été le plus faible en 2014 (9,9 points de pourcentage) et le plus élevé en 2010 (20,0 points de pourcentage).

Description textuelle du graphique 17

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

Source: Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l'assurance-emploi, 2009 à 2016.

Comme le démontre le graphique 18, le taux d’admissibilité chez les travailleurs permanents à temps plein était de 95,3 % en 2016 — le plus haut taux observé au cours des dix dernières années. Le taux d’admissibilité chez les travailleurs saisonniers temporaires est légèrement en dessous de ceux des employés permanents à temps plein, et l’écart entre les taux d’admissibilité de ces deux groupes a diminué en 2016 par rapport à l’année précédente. Les travailleurs saisonniers temporaires affichent un taux d’admissibilité régulièrement supérieur à ceux des employés permanents à temps partiel et des travailleurs non saisonniers temporaires. Les taux d’admissibilité chez les travailleurs non saisonniers temporaires (66,4 % en 2016) et chez les travailleurs permanents à temps partiel (62,4 % en 2016) suivent généralement la même tendance et ont connu des fluctuations au cours des sept dernières années.

Description textuelle du graphique 18

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

Source: Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l'assurance-emploi, 2009 à 2016.

Accès aux prestations régulières d'assurance-emploi

L'accès aux prestations régulières d'a.-e. est une autre façon de considérer à quel point le régime d'a.-e. répond aux besoins du marché du travail en offrant des prestations régulières d'a.-e. afin d'aider la transition des chômeurs vers un nouvel emploi^{Note de bas de page 35}. Pour le Rapport de contrôle et d'évaluation de l'assurance-emploi, l'accès aux prestations régulières d'a.-e. est mesuré comme étant la proportion de la population en chômage recevant des prestations régulières d'assurance-emploi. Les deux principaux ratios utilisés pour mesurer l'accessibilité sont le ratio prestataires-chômeurs (P/C) et le ratio prestataires-chômeurs ayant cotisé à l'assurance-emploi (P/CC). Le graphique 19 montre la comparaison entre ces deux ratios en 2015 et 2016.

Le ratio P/C et le ratio P/CC ont tous les deux augmenté en 2016 par rapport à 2015. Cela s'est produit parce que l'augmentation du nombre de prestataires (+27 300) de 2015 à 2016 était beaucoup plus importante que celle du nombre de chômeurs (+2 900) et du nombre de chômeurs ayant cotisé à l'a.-e. (+2 000) au cours de la même période.

Description textuelle du graphique 19

	2015	2016
Ratio prestataires/chômeurs (P/C)	39,8 %	41,8 %
Ratio prestataires/chômeurs ayant cotisé à l'a.-e. (P/CC)	61,0 %	64,0 %

Sources: Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l'assurance-emploi (pour les données sur les chômeurs (C) et les chômeurs ayant cotisé à l'a.-e. (CC)); et Statistique Canada, statistiques de l'assurance-emploi publiées mensuellement, Tableau CANSIM 276-0020 (pour les données sur les prestataires réguliers (P)).

Le ratio prestataires-chômeurs (P/C)

La mesure de l'accessibilité comptant la plus large base de la population est le ratio prestataires-chômeurs (P/C) où le nombre moyen de personnes qui ont touché des prestations régulières d'a.-e. au cours de la semaine de référence de l'ECAE est exprimé en proportion de la population de chômeurs correspondante^{Note de bas de page 36}. À ce titre, elle comprend une grande part de la population qui n'est pas considérée comme admissible aux prestations régulières d'a.-e. (par exemple les chômeurs qui n'ont pas travaillé au cours de l'année précédente ou qui n'ont jamais travaillé, qui n'avaient pas un motif de cessation d'emploi valable ou qui étaient travailleurs autonomes) et elle est vulnérable aux changements dans la composition de la population de chômeurs et de la proportion de chômeurs hors de la portée de la couverture du régime d'assurance-emploi.

Le graphique 20 illustre le ratio P/C du Canada entre 2012 et 2016. Parce que la population totale des chômeurs est considérée dans le cadre du ratio P/C, ses mouvements sont plus susceptibles de refléter les conditions du marché du travail et des fluctuations dans l'admissibilité à l'a.-e. qui ne sont pas nécessairement liées aux politiques d'assurance-emploi. Pour ces raisons, ce ratio n'est pas le mieux placé pour mesurer l'accessibilité aux prestations régulières d'assurance-emploi.

Description textuelle du graphique 20

	2012	2013	2014	2015	2016
Ratio prestaires/chômeurs (P/C) (%)	40,6 %	38,4 %	38,6 %	39,8 %	41,8 %

Remarque : Le ratio P/C est calculé comme suit : (nombre de prestataires réguliers d'a.-e. ÷ nombre de chômeurs).

Source: Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l'assurance-emploi (pour les données sur les chômeurs (C)); et Statistique Canada, statistiques de l'assurance-emploi publiées mensuellement, Tableau CANSIM 276-0020 (pour les données sur les prestataires réguliers (P)).

Ratio prestataires-chômeurs ayant cotisé à l’assurance -emploi. (P/CC)

Une autre mesure de l'accessibilité, connue comme étant le ratio prestataires-chômeurs ayant cotisé à l'a.-e. (P/CC), est le nombre de prestataires réguliers de l'a.-e. exprimé en proportion des chômeurs qui ont cotisé au régime d'a.-e. au cours des 12 mois précédents. Ce ratio considère une population cible plus restreinte que le ratio P/C. Parce que le ratio P/CC mesure l'accessibilité chez les travailleurs en chômage pour qui les prestations régulières d'a.-e. sont conçues afin d'offrir une couverture, et parce qu'il exclut les chômeurs qui n'ont pas cotisé à l'a.-e. au cours de leur dernière période d'emploi, ce ratio peut fournir une meilleure évaluation de l’accessibilité aux prestations régulières du régime d’assurance-emploi.

Le graphique 21 illustre le ratio P/CC du Canada entre 2012 et 2016. Le ratio P/CC a augmenté de 2015 à 2016, passant de 61,0 % à 64,0 % (+3,0 points de pourcentage). Cette augmentation est attribuable à la croissance du nombre de bénéficiaires de prestations régulières d'a.-e. (+5,3 %) qui a été plus rapide que la croissance du nombre de chômeurs ayant cotisé à l'a.-e. (+0,2 %).

Description textuelle du graphique 21

	2012	2013	2014	2015	2016
Ratio prestataires/chômeurs cotisants (P/CC)	65,8 %	61,5 %	63,4 %	61,0 %	64,0 %

Remarque : Le ratio P/CC est calculé comme suit : (nombre de prestataires réguliers d'a.-e. ÷ nombre de chômeurs ayant cotisé au régime d'a.-e.).

Source : Statistique Canada, Enquête sur la couverture de l'assurance-emploi (pour les données sur les chômeurs ayant cotisé à l'a.-e. (CC)); et Statistique Canada, statistiques de l'assurance-emploi publiées mensuellement, Tableau CANSIM 276-0020 (pour les données sur les prestataires réguliers (P)).

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

Pour les besoins de cette section, qui vise à analyser les répercussions de la mesure temporaire dans les régions touchées par la baisse des prix des produits de base, différentes populations de prestataires de l'a.-e. sont prises en considération. Puisque cette mesure d'aide temporaire visait les demandes établies dès le 4 janvier 2015 et que la mesure n'est entrée en vigueur que le 3 juillet 2016, certaines demandes avaient déjà pris fin^{Note de bas de page 41}. lorsque la mesure a été mise en œuvre. Dans le cas où un prestataire admissible à la mesure de soutien temporaire était associé à l'une de ces demandes ayant pris fin en date du 3 juillet 2016 et qu'il se trouvait toujours en chômage, il se qualifiait à des semaines supplémentaires de prestations régulières d'a.-e. Les demandes associées à ces personnes sont appelées « anciennes demandes de prestations réadmissibles ».

En plus de ces anciennes demandes de prestations réadmissibles, des demandes de prestations régulières d'a.-e. ont été établies après le 4 janvier 2015 et étaient toujours en cours lors de l'entrée en vigueur de la Loi no 1 d'exécution du budget de 2016^{Note de bas de page 42}. On y fait référence en tant que « demandes actives d'a.-e. ».

Enfin, les demandes de prestations régulières d'a.-e. établies entre le 3 juillet 2016 et le 8 juillet 2017, soit pendant ou après la date de mise en œuvre de la mesure temporaire, sont appelées « nouvelles demandes d'a. e. ».

Il est important de faire la distinction entre les anciennes demandes de prestations réadmissibles et les demandes actives ou les nouvelles demandes, puisque les répercussions de la prolongation de la période de prestations n'ont pas été les mêmes pour toutes ces demandes. À titre d'exemple, la prolongation de la période de prestations des demandes actives et des nouvelles demandes était accordée avant la fin de la période de prestations originale de 52 semaines. Les prestataires associés à ces demandes pouvaient donc recevoir, au cours de la prolongation de la période de prestations, toutes les semaines de prestations régulières ou de prestations spéciales d'a.-e. auxquelles ils avaient droit au cours de leur période de prestations originale de 52 semaines et qu'ils n'avaient pas réclamées au cours de cette période. À l'inverse, les anciennes demandes de prestations réadmissibles avaient déjà pris fin lorsque les prestataires associées à ces demandes ont eu droit à une nouvelle période de prestations leur permettant de toucher des prestations supplémentaires. Par conséquent, ils n'avaient pas droit de demander, pendant la prolongation de leur période de prestations, des prestations régulières d'a.-e. qu'ils n'avaient pas touchées lors de leur ancienne période de prestations de 52 semaines.

Demandes de prestations régulières de l'assurance-emploi dans les régions touchées par la baisse des prix des produits de base^{Note de bas de page 43}

Au cours de l’exercice financier sur l equel porte le rapport (EF1617), 300 900 demandes de prestations régulières d’a.-e. ont été établies dans les 15 régions visées par la Loi no 1 d’exécution du budget de 2016. En plus de ces demandes établies au cours de l’exercice, 460 900 demandes de prestations régulières ont été établies dans les régions visées entre le 4 janvier 2015 et le 31 mars 2016.

Parmi toutes les demandes de prestations régulières de l’a.-e. ayant reçu des semaines supplémentaires de prestations au cours de l’exercice financier examiné, une plus grande part proportion a été établie par des hommes (62,8 %) et par des prestataires âgés de 25 à 44 ans (41,5 %) - voir le tableau 19. Les demandes de prestations établies en Alberta composaient également une part importante des demandes pour lesquelles des semaines supplémentaires de prestations ont été accordées (48,1 %). La part de demandes de prestations admissibles comportant des semaines supplémentaires de prestations est plus faible pour les demandes établies au cours de l’exercice sur lequel porte le rapport (25,6 %) lorsque l’on compare avec la part de demandes admissibles établies depuis le 4 janvier 2015 (36,7 %). Ceci s’explique notamment par le fait que de nombreuses demandes établies vers la fin de la période visée par le rapport n’étaient pas terminées au moment de la rédaction du rapport. Même si, au moment de rédiger ce rapport,  ces demandes de prestations n’avaient toujours pas utilisé de semaines supplémentaires de prestations, il est possible qu’il leur en soit versées avant qu’elles ne se terminent.

Même si des semaines supplémentaires n’ont pas été versées à certains prestataires admissibles à la suite de la mesure d’aide temporaire, ceux-ci ont néanmoins bénéficié de la prolongation de la période de prestations. Ces prestataires ont demandé soit des semaines de prestations régulières d’a.-e. provenant des semaines auxquelles ils avaient droit dans leur demande originale, soit des semaines de prestations spéciales au cours de la prolongation de la période de prestations. Parmi toutes les demandes de prestations admissibles établies avant ou pendant l’EF1617, 85 100 respectaient ces critères (voir le tableau 20). De plus, au cours de la prolongation de la période de prestations, 43 000 demandes étaient associées à la fois aux semaines supplémentaires de prestations de l’a.-e. et à des semaines de prestations régulières non demandées au cours de la période de prestations originale ou encore à une ou des semaines de prestations spéciales demandées au cours de la prolongation de la période de prestations.

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

Des 339 200 demandes ayant bénéficié de la prolongation temporaire des prestations régulières d’a.-e., 198 200 ont été complétées au cours de l’exercice financier sur lequel porte le rapport. La durée moyenne de ces demandes était de 36,9 semaines (28,4 semaines en excluant les semaines associées à la mesure de soutien temporaire) — voir le tableau 21.

Les semaines supplémentaires de prestations ont aidé à réduire le taux d'épuisement (qui combine l'épuisement de la période de prestations et l'épuisement des semaines de prestations) des demandes admissibles ayant pris fin au cours de l'EF1617. Le taux a diminué, passant de 53,2 % (avant l'obtention de semaines supplémentaires de prestations de l'a.-e.) à 43,0 %. Cette diminution laisse croire que même si de nombreux chômeurs avaient besoin de semaines supplémentaires de prestations d'a.-e. pour les aider à trouver du travail, plusieurs autres ont été en mesure de se trouver un nouvel emploi avant d'avoir soit eu recours à toutes les prestations supplémentaires auxquelles ils étaient admissibles ou encore avant d'avoir atteint la fin de la prolongation de leur période de prestations.

Le taux de prestations hebdomadaires moyen des demandes de prestations régulières d’a.-e. qui ont bénéficié de de la mesure temporaire des semaines supplémentaires de prestations régulières et qui ont pris fin au cours de l’exercice financier visé par le présent rapport était de 461 $. Ce montant se compare à celui de 489 $ pour les prestations régulières complétées dans les 15 régions économiques de l’a.-e. visées par la mesure de soutien temporaire mais qui n’en n’ont pas bénéficié. Une moyenne de 16 263 $ a été versée pour toute la durée des demandes de prestations régulières complétées au cours de l’EF1617 et pour lesquelles au moins une semaine supplémentaire de prestations a été accordée ou encore une semaine de prestations a été versée durant la prolongation de la période de prestations. En excluant toutes les semaines de prestations découlant de la mesure d’aide temporaire, qui prolongeait la durée des prestations régulières d’a.-e., la moyenne des prestations d’a.-e. versées à ces mêmes prestataires aurait été de 12 480 $. En comparaison, les demandes de prestations régulières d’a.-e. complétées dans les régions économiques de l’a.-e. visées au cours de l’exercice financier sur lequel porte le rapport et qui n’ont pas bénéficié de la mesure temporaire ont reçu une moyenne de 7 701 $.

Montant versé aux prestataires bénéficiant des semaines supplémentaires de prestations régulières d’assurance-emploi s’adressant aux travailleurs des régions touchées par la baisse des prix des produits de base

Au cours de l'exercice financier visé par le présent rapport, 998,4 millions de dollars ont été versés aux prestataires d'a.-e. en vertu de la Loi nº 1 d'exécution du budget de 2016. De ce montant, 301,5 millions de dollars ont été versés dans le cadre des anciennes demandes de prestations réadmissibles. La majorité des prestations versées (67,6 % ou 675,0 millions de dollars) était associée aux semaines de prestations régulières supplémentaires offertes en vertu de la Loi nº 1 d'exécution du budget de 2016. Les prestations restantes (32,4 % ou 323,4 millions de dollars) provenaient des semaines de prestations régulières d'a.-e. pour lesquelles les prestataires s'étaient qualifiés avant la mise en œuvre de la mesure de soutien temporaire ou encore de semaines de prestations spéciales versées au cours de la prolongation de la période de prestations.

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

Dans la plupart des cas, la durée maximale des prestations régulières d'a.-e. auxquelles un prestataire est admissible varie de 14 à 45 semaines, selon le taux de chômage local et le nombre d'heures d'emploi assurable accumulées par le prestataire au cours de la période de référence^{Note de bas de page 46}. Des durées maximales plus élevées sont associées à un nombre plus élevé d'heures d'emploi assurable accumulées au cours de la période de référence et à des taux de chômage régionaux plus importants. Le régime d'a.-e. est conçu de façon à répondre automatiquement aux variations des conditions économiques des marchés du travail locaux. Pour ce faire, il divise le pays en 62 régions économiques. En général, lorsque le taux de chômage augmente dans une région, les normes d'admissibilité diminuent et la durée maximale des prestations augmente. Donc, l'importance du soutien accordé aux prestataires s'adapte aux besoins changeants des régions et des collectivités.

La durée réelle d’une demande de prestations est le nombre de semaines de prestations régulières d’a.-e. qu’un prestataire d’a.-e. reçoit pendant une période de prestations^{Note de bas de page 47}. La durée réelle est généralement plus courte que la durée maximale, reflétant les circonstances qui peuvent réduire le nombre de semaines de prestations auxquelles un bénéficiaire a recours durant une période de prestations (par exemple, le prestataire a trouvé un emploi, est passé à des prestations spéciales ou n’était plus disponible pour le travail).

Comparativement à l’exercice financier précédent, la durée maximale des demandes de prestations complétées durant l’exercice financier examiné a augmenté de 1,6 semaine pour atteindre 33,7 semaines. La durée réelle moyenne a également augmenté de 1,2 semaine pour atteindre 20,5 semaines (voir le graphique 23). Ces augmentations contrastent avec la tendance générale à la baisse observée au cours des années précédentes.

Description textuelle du graphique 23

	2009-2010	2010-2011	2011-2012	2012-2013	2013-2014	2014-2015	2015-2016	2016-2017
Taux de chômage (axe de droite)	8,5 %	7,9 %	7,4 %	7,2 %	7,0 %	6,9 %	7,0 %	6,9 %
Durée réelle moyenne en semaines (axe de gauche)	21,9	24,0	21,6	20,1	19,7	19,4	19,3	20,5
Durée maximale moyenne en semaines (axe de gauche)	38,8	41,7	35,4	33,0	32,1	31,6	32,1	33,7

Remarque : Comprend toutes les demandes complétées au cours de l'exercice financier pour lesquelles au moins 1 $ a été versé en prestations régulières.

^*Coïncide avec les mesures temporaires de l'assurance-emploi qui augmentaient le nombre maximal de semaines pour le versement de prestations régulières.
^rDonnées révisées.
^pDonnées provisoires.

Sources : Emploi et dévelopement social Canada (ESDC), données administratives de l'assurance-emploi (pour les données sur la durée des prestations régulières), et Statistique Canada, Enquête sur la population active, tableau CANSIM 282-0007 (pour les données sur les taux de chômage). Les données d'EDSC reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'assurance-emploi.

Un certain nombre de facteurs au cours de la période de référence ont probablement eu un effet sur la durée des prestations. Des taux de chômage plus élevés dans plusieurs provinces et territoires, au moment où les demandes ont été établies^{Note de bas de page 48}, ont mené à des augmentations dans les durées moyennes et maximales. De plus, la mesure de soutien temporaire mise en œuvre en vertu de la Loi nº 1 d’exécution du budget de 2016 a également contribué à l’augmentation des durées (réelle et maximale). Cette mesure a fait augmenter d’au moins cinq semaines la durée maximale des prestations régulières d’assurance-emploi pour les prestataires admissibles dans 15 régions économiques de l’a.-e. touchées par la baisse des prix des produits de base^{Note de bas de page 49},^{Note de bas de page 50}. Comme mentionné dans la sous-section 2.2.4, elle a également fait augmenter la durée réelle des prestations régulières d’assurance-emploi dans les régions ciblées par la mesure.

En général, la durée maximale moyenne des demandes de prestations régulières d’assurance-emploi complétées au cours de l’exercice financier visé varie considérablement selon les provinces et territoires. Ces divergences sont attribuables aux différences des marchés du travail et des caractéristiques de la population active. L’Alberta (44,9 semaines) et le Nunavut (44,1 semaines), qui comprennent tou s les deux certaines des régions touchées par la baisse des prix des produits de base et qui ont profité de semaines supplémentaires de prestations d’assurance-emploi grâce à la mesure mise en œuvre en vertu de la Loi nº 1 d’exécution du budget de 2016, affichaient les durées maximales moyennes les plus élevées. À l’inverse, le Québec et l’Ontario avaient les moyennes les plus faibles, soit 30,1 semaines et 31,1 semaines respectivement (voir le tableau 22).

Les travailleurs de longue date sont généralement plus susceptibles d’accumuler un nombre d’heures d’emploi assurable bien au-dessus des normes minimales pour les prestations régulières d’assurance-emploi. Donc, ils ont tendance à profiter d’un plus grand nombre de semaines de prestations (40,4 semaines au cours de l’exercice financier visé) par rapport aux prestataires fréquents (30,2 semaines) qui affichaient en moyenne des périodes d’emploi plus courtes.

En ce qui concerne la durée réelle moyenne des prestations régulières d’assurance-emploi, les écarts étaient généralement alignés avec ceux observés pour la durée maximale. Les tendances provinciales et territoriales, particulièrement touchées par les changements dans les conditions de leur marché du travail local, ont démontré une plus grande variabilité. Ainsi, l’Alberta (+7,0 semaines) et la Saskatchewan (+6,2 semaines) ont enregistré les augmentations les plus importantes de la durée réelle moyenne au cours de l’EF1617.

Au cours de la même période, les demandes de prestations régulières d’assurance-emploi du secteur de l’extraction minière et de l’extraction de pétrole et de gaz avaient en moyenne la durée maximale la plus longue (44,3 semaines), et elles étaient suivies par celles du secteur de la gestion des entreprises (37,6 semaines). Les niveaux plus élevés de la durée maximale dans ces industries, relativement à la moyenne nationale (33,7 semaines), sont partiellement attribuables à une grande proportion de prestataires étant admissibles en tant que travailleurs de longue date.

En ce qui concerne la durée réelle, les demandes complétées pour les prestations régulières d'assurance-emploi présentées par les travailleurs du secteur de l'extraction minière et de l'extraction de pétrole et de gaz (24,3 semaines) et du secteur des finances et des assurances (24,2 semaines) avaient les durées moyennes les plus longues au cours de l'exercice financier visé (consulter l'Annexe 2.6.2). Comme les années précédentes, l'industrie des services d'enseignement (12,3 semaines) a affiché une durée réelle moyenne considérablement plus faible que la moyenne. Cela est en raison de sa nature saisonnière et de la « période d'inactivité » bien définie et relativement courte en été.

Proportion des semaines de prestations régulières utilisées

Comme pour la durée des prestations régulières d'assurance-emploi, quelques facteurs peuvent influencer la proportion de semaines de prestations utilisées par les prestataires. Par exemple, des durées maximales plus longues sont généralement associées à des proportions plus faibles de semaines de prestations régulières utilisées.

Pour les demandes complétées au cours de l'EF1617, la proportion moyenne de semaines de prestations régulières d'assurance-emploi utilisées, soit le nombre moyen de semaines de prestations régulières que les prestataires reçoivent en tant que proportion de la durée maximale de leurs prestations, a augmenté de 0,4 point de pourcentage par rapport à l'exercice financier précédent pour s'établir à 63,5 %.

En effet, la proportion de semaines de prestations régulières utilisées dans le cadre des demandes complétées au cours de l'exercice financier visé a atteint son niveau le plus élevé depuis des années à Terre-Neuve-et-Labrador (76,0 %), en Saskatchewan (62,2 %) et au Yukon (69,9 %). Son niveau a également augmenté de 5,9 points de pourcentage en Alberta (58,3 %). Il s'agit là de quatre des régions les plus touchées par la baisse des prix des produits de base (consulter le tableau 23).

La mesure temporaire offrant des semaines supplémentaires de prestations régulières d’assurance-emploi a aussi mené à une augmentation appréciable du nombre de demandes de prestations régulières complétées pour lesquelles les prestataires pouvaient réclamer le nombre maximal de semaines de prestations , soit 45 semaines ou plus. Au cours de l’exercice financier examiné dans ce rapport, ce nombre a augmenté de 70,6 % pour atteindre 190 900 — consulter le tableau 24. La proportion de semaines de prestations régulières d’assurance-emploi utilisées a le plus augmenté pour les demandes associées aux périodes de prestations les plus longues (+6,7 points de pourcentage).

Selon le sexe, les femmes et les hommes ont utilisé la même proportion de leurs semaines de prestations régulières au cours de l’EF1617 (63,5 %). Traditionnellement, les hommes recevaient un nombre légèrement inférieur de semaines de prestations régulières relativement au nombre de semaines de prestations auxquelles ils étaient admissibles comparativement aux femmes. Cependant, c’est la troisième année consécutive que les hommes utilisent une proportion similaire ou moindre de leurs semaines d’admissibilité comparativement aux femmes.

Selon le groupe d’âge, les prestataires de 55 ans et plus ont utilisé un nombre plus élevé de leurs semaines de prestations régulières (71,4 % au cours de l’EF1617) que les prestataires plus jeunes (59,7 %). En général, cela est principalement attribuable à des périodes de chômage et de durées réelles de demandes de prestations plus longues pour les prestataires âgés par rapport à celles des prestataires plus jeunes.

De plus, les prestataires travaillant pendant une période de prestations de l’assurance-emploi peuvent être plus attachés  au marché du travail et peuvent également reporter des semaines de prestations d’assurance-emploi. Par conséquent, en moyenne, les prestataires travaillant pendant une période de prestations utilisent un nombre moins élevé de semaines de prestations d’assurance-emploi (60,9 % au cours de l’exercice financier visé) que les prestataires qui n’ont pas travaillé pendant une période de prestations (66,1 %).

Les régions où le taux de chômage est élevé sont souvent également caractérisées par des conditions du marché du travail plus difficiles. Cela est partiellement attribuable à la grande importance de l’emploi saisonnier dans ces régions. Il y a donc une plus grande proportion de prestataires fréquents d’assurance-emploi dans les régions où le taux de chômage est élevé que dans les régions où le taux de chômage est plus faible. Puisque les prestataires fréquents ont tendance à utiliser une plus grande proportion de leurs semaines de prestations, la proportion de semaines de prestations régulières utilisées est la plus élevée pour les demandes de prestations d’assurance-emploi établies dans les régions où le taux de chômage est au-dessus de 13,0 %.

Épuisement des semaines de prestations régulières d'assurance-emploi

De toutes les demandes de prestations régulières complétées au cours de l’exercice financier examiné, 34,5 % (ou 491 300) se sont terminées parce que les prestataires avaient épuisé leurs semaines de prestations régulières. Comme le montre le graphique 24, le volume de demandes de prestations régulières ayant épuisé leurs semaines de prestations a augmenté entre l’EF1516 et l’EF1617. Cette augmentation suit une diminution enregistrée au cours de l’EF1516. La diminution observée au cours de l’EF1516 était notamment attribuable aux semaines supplémentaires de prestations régulières d’a.-e. dans les 15 régions économiques les plus durement touchées par la baisse des prix des produits de base. La mesure prévoyait verser des semaines supplémentaires de prestations d’a.-e. à nombreux bénéficiaires de prestations régulières de ces régions de même qu’une prolongation de leur période de prestations. Par le fait même, des demandes de prestations ont été prolongées jusqu’à l’EF1617, alors qu’elles auraient autrement été épuisées au cours de l’EF1516. Ce changement a contribué à l’augmentation du taux d’épuisement observé au cours de la période visée par le présent rapport. On estime qu’en l’absence de cette mesure temporaire, les taux d’épuisement auraient été de 33,3 % pour l’EF1516 et de 34,2 % pour l’EF1617.

Description textuelle du graphique 24

	2009-2010	2010-2011	2011-2012	2012-2013	2013-2014	2014-2015	2015-2016	2016-2017
Demandes ayant épuisé leurs semaines de prestations en milliers (échelle de gauche)	491,7	417,8	460,0	455,2	458,1	456,0	425,8	491,3
Taux d'épuisement de semaines de prestations (échelle de droite)	29,6 %	26,0 %	30,0 %	31,8 %	33,5 %	33,3 %	31,2 %	34,5 %

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

^rDonnées révisées.
^pDonnées préliminaires.

Source : Emploi et développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi (a.-e.). Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

À l’échelle nationale, le taux d’épuisement des semaines de prestations régulières s’est accru de 3,3 points de pourcentage par rapport à celui enregistré une année auparavant et a atteint son niveau le plus élevé depuis des années. Le taux d’épuisement a presque doublé en Saskatchewan (+18,6 points de pourcentage) et en Alberta (+16,4 points de pourcentage) — voir le tableau 25. Les augmentations ont aussi été marquées à Terre-Neuve-et-Labrador (+16,8 points de pourcentage), au Yukon (+12,9 points de pourcentage) et au Nunavut (+12,8 points de pourcentage). Au cours de l’exercice financier examiné, les taux d’épuisement des semaines de prestations les plus élevés ont été observés au Nunavut, à Terre-Neuve-et-Labrador et au Yukon (47,4 %, 47,1 % et 45,1 %, respectivement).

Pour ce qui est de la différence entre les sexes, les demandes établies par les femmes présentent généralement un taux d’épuisement plus élevé (36,7 % au cours de l’EF1617) que celles établies par les hommes (33,2 %). Cette situation est en partie attribuable au fait que les femmes ont en moyenne droit à un nombre de semaines de prestations moins élevé que les hommes. Selon l’âge, les taux d’épuisement des prestations sont assez comparables entre les différents groupes, à l’exception des demandes établies par les prestataires âgés de 55 ans et plus.   Ces derniers  ont tendance à épuiser plus fréquemment leurs semaines de prestations, ce qui pourrait refléter les difficultés auxquelles se heurtent ces personnes lorsque vient le temps de trouver du travail à la suite d’une perte d’emploi.

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

En plus de l'épuisement des semaines de prestations, les prestations peuvent également prendre fin lorsque la période de prestations, c'est-à-dire la période au cours de laquelle les prestataires peuvent toucher des prestations d'a.-e.^{Note de bas de page 52}, prend fin avant que toutes les semaines potentielles de prestations régulières aient été versées. Lorsqu'une telle situation survient, à moins qu'un prestataire ait cessé de remplir les rapports bimensuels d'a.-e.^{Note de bas de page 53} , on considère que la demande a épuisé sa période de prestations. Durant la période visée par le présent rapport, ces demandes représentaient 17,5 % de toutes les demandes de prestations régulières complétées.

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

À titre d'exemple, une plus grande proportion des demandes pour lesquelles la période de prestations est épuisée est associée à au moins une semaine de travail pendant une période de prestations (70,7 % au cours de l'EF1617) comparativement aux prestations ayant pris fin en raison de l'épuisement des semaines de prestations (37,4 %) — voir le tableau 26. En moyenne, les demandes ayant épuisé la période de prestations et qui sont associées avec la mesure de Travail pendant une période de prestations comptent un nombre plus élevé de semaines travaillées pendant une période de prestations (17,1 semaines au cours de l'exercice visé par le rapport) comparativement aux demandes ayant utilisé toutes leurs semaines de prestations (11,5 semaines). Les prestataires associés à un épuisement de la période de prestations sont donc plus susceptibles d'accumuler suffisamment d'heures d'emploi assurable au cours de leur période de prestations pour satisfaire aux exigences d'admission permettant d'établir une nouvelle demande après que leur demande ait pris fin. Par conséquent, une plus grande proportion de prestataires associés à des demandes où la période de prestation est épuisée se qualifie pour une nouvelle demande de prestations dans les quatre semaines suivant la fin de leur demande (69,6 % au cours de l'EF1617 comparativement à 13,7 % pour les demandes ayant épuisé leurs semaines de prestations).

Le type d'épuisement reflète également les caractéristiques des demandes des prestataires. En effet, une plus grande proportion de demandes pour lesquelles il y a eu épuisement de la période de prestations a eu un lien quelconque avec les prestations spéciales (17,9 %) comparativement aux demandes ayant épuisé leurs semaines de prestations (9,8 %). Les demandes pour lesquelles la période de prestations est épuisée recevaient également un nombre de semaines de prestations régulières d'a.-e. moins élevé (19,7 semaines au cours de la période visée par le rapport) comparativement aux demandes ayant utilisé toutes leurs semaines de prestations (29,1 semaines).

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

D’un point de vue historique, les taux d’épuisement des semaines de prestations sont plus faibles pour les demandes établies par  les prestataires saisonniers (29,7 %) que pour les demandes provenant des prestataires non saisonniers (36,5 %) — voir le tableau 26. Cette situation est attribuable au fait que de nombreux employés saisonniers ne sont mis à pied que de façon temporaire et qu’ils sont susceptibles de trouver un emploi dans la même industrie, possiblement avec le même employeur, au cours de la saison suivante^{Note de bas de page 55}. De plus, les mises à pied qui surviennent en dehors du cycle de travail saisonnier pour diverses raisons comme la détérioration des conditions du marché du travail local, peuvent entraîner des périodes prolongées de prestations d’a.-e. et une recherche d’emploi plus difficile.

Certains prestataires ayant eu recours à toutes les semaines de prestations auxquelles ils étaient admissibles peuvent traverser une période où ils se retrouvent sans revenu (revenus d’emploi ou prestations d’a.-e.); c’est notamment le cas des prestataires saisonniers. En effet, il est probable que ces prestataires, appelés travailleurs saisonniers vivant une période sans revenu, n’aient pas accumulé un nombre d’heures d’emploi assurable suffisant au cours de leur période de référence afin que le nombre de semaines de prestations régulières, auxquelles ils sont admissibles, couvrent la durée totale de leur épisode de chômage. Les marchés du travail locaux et la nature saisonnière du travail peuvent également rendre plus difficile l’obtention d’un emploi pendant une période de prestations ou pendant la période entre la fin de leur demande et le début de la saison. De toutes les demandes saisonnières complétées au cours de l’exercice financier sur lequel porte le rapport et pour lesquelles les semaines de prestations régulières étaient épuisée, 9 300 étaient associées à un prestataire saisonnier vivant une période sans revenu. Il y a plusieurs autres prestataires de l’assurance-emploi qui vivent une période sans revenu suite à l’épuisement de leurs semaines de prestations et avant de retourner en emploi qui ne sont pas inclus dans la définition spécifique et circonscrite des prestataires saisonniers vivant une période sans revenu utilisée dans ce rapport^{Note de bas de page 56}.

Une évaluation^{Note de bas de page 57} de 2016 portant sur le projet pilote 15, qui prolongeait les prestations régulières d’a.-e. dans 21 régions économies de l’a.-e. où les taux de chômage étaient élevés en période de reprise économique dans le but de réduire le nombre de travailleurs saisonniers vivant une période sans revenu, a conclu que le projet pilote réduisait la probabilité de devenir un prestataire saisonnier vivant une période sans revenu ainsi que la durée de la période sans revenu pour ce type de prestataires saisonniers. Cependant, les travailleurs saisonniers vivant une période sans revenu représentaient une très petite proportion (4,6 %) des prestataires ayant bénéficié du prolongement des semaines de prestations.

Nombre de demandes de prestations régulières d'assurance-emploi et de prestataires réguliers qui travaillent pendant une période de prestations^{Note de bas de page 64}

De tous les prestataires qui avait une demande de prestations active^{Note de bas de page 65} lors de l'EF1617, 817 000 (ou 43,1 %) ont travaillé au moins une semaine pendant une période de prestations, au cours de l'exercice financier visé par le rapport (voir le tableau 27). Cette proportion est plus faible relativement à l'incidence du TPPP associée aux demandes complétées lors de l'exercice financier examiné (49,7 %). La divergence est attribuable à des différences entre les deux mesures.

La proportion de prestataires réguliers (ou de demandes complétées) qui ont travaillé au moins une semaine pendant une période de prestations varie d’une région à l’autre et d’une industrie à l’autre, ce qui s’explique par les conditions du marché du travail local des régions où résident les prestataires. Il existe un lien entre les plus grandes proportions de prestataires réguliers ayant travaillé pendant une période de prestations et les régions —provinces de l’Atlantique (52,3 % lors de l’EF1617) et Québec (51,1 %)—, ainsi que les industries —services d’enseignement (55,8 %) et construction (49,7 %)— qui comptent une proportion plus élevée de prestataires saisonniers, peut-être en raison des meilleures possibilités de réemploi advenant que la période de prestations dépasse la durée de la « saison creuse ».

Nombre de semaines travaillées pendant une période de prestations

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

La proportion de semaines de prestations régulières de l'a.-e. travaillées pendant une période de prestations a augmenté pour la première fois en cinq ans pour atteindre 23,2 % au cours de l'exercice financier examiné (voir le graphique 25). Le nombre moyen de semaines travaillées pendant une période de prestations, qui suit également une tendance à la baisse depuis quelques années, s'est établie à 11,2 semaines pour les demandes complétées durant l'EF1617 comparativement au sommet de 13,9 semaines enregistrée cinq années auparavant. De ces 11,2 semaines travaillées pendant une période de prestations, un peu plus de la moitié (6,0 semaines en moyenne) ont été différées.

Description textuelle du graphique 25

	2009-2010	2010-2011	2011-2012	2012-2013	2013-2014	2014-2015	2015-2016	2016-2017
Proportion de toutes les semaines de prestations régulières travaillées (échelle de droite)	24,8 %	26,2 %	27,4 %	26,6 %	25,0 %	24,2 %	22,9 %	23,2 %
Nombre moyen de semaines travaillées pendant une période de prestations (échelle de gauche)	12,9	12,8	13,9	11,9	11,6	11,3	11,5	11,2

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

^*Coïncide avec les mesures temporaires de l'a.-e. visant à augmenter le nombre de semaines maximum durant lesquelles des prestations régulières pouvaient être versées.
^**Se fonde sur les demandes complétées au cours de l'exercice.
^rDonnées révisées.
^pDonnées préliminaires

Source : Emploi et Développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi (a.-e.). Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

La baisse de la proportion et de la moyenne de semaines travaillées pendant une période de prestations, observée dans les dernières années, est en partie attribuable aux modifications apportées aux projets pilotes visant le TPPP et aux conditions du marché du travail, à la diminution de la proportion de prestataires saisonniers parmi les prestataires réguliers (voir la sous-section 2.2.8 Prestations régulières d’assurance-emploi et prestataires saisonniers), ainsi qu’à l’augmentation de la proportion de prestataires réguliers établis dans les provinces de l’Ouest qui, historiquement, sont moins susceptibles de travailler pendant une période de prestations.

Une analyse des caractéristiques démographiques a démontré que la proportion de prestataires ayant travaillé pendant une période de prestations était plus élevée que la moyenne chez les prestataires saisonniers, les femmes, les prestataires âgés de 45 à 54 ans, et les prestataires établis dans les provinces de l’Atlantique et du Québec (voir le tableau 27). La proportion de semaines travaillées pendant une période de prestations était aussi plus élevée pour ces groupes de prestataires. Cependant, au fil du temps, la majorité des provinces et des groupes démographiques ont enregistré une tendance à la baisse pour ce qui est de la proportion de semaines travaillées pendant une période de prestations (voir le tableau 28).

Les modifications apportées aux projets pilotes visant le TPPP au fil des ans, combinées aux variations dans la conjoncture économique, sont probablement à l'origine des changements dans les tendances relatives au nombre de semaines travaillées pendant une période de prestations. En vertu des dispositions antérieures relatives au TPPP, les prestations n'étaient pas réduites en deçà d'un seuil établi (25 % des prestations hebdomadaires des demandeurs ou 50 $ par semaine en vertu de la loi, ou 40 % des prestations hebdomadaires des prestataires ou 75 $ par semaine conformément aux dispositions des projets pilotes 12 et 17). Cependant, par la suite, elles étaient réduites à raison d'un dollar pour un dollar, ce qui incitait peu les prestataires à travailler un grand nombre d'heures. Inversement, en vertu des dispositions des projets pilotes en vigueur lors de l'exercice financier examiné, soit les projets pilotes 19 et 20^{Note de bas de page 66}, le revenu total d'un prestataire (prestations d'assurance-emploi et rémunération d'emploi) augmentait proportionnellement au nombre d'heures travaillées, jusqu'à ce qu'il atteigne 90 % de la rémunération assurable hebdomadaire, renforçant ainsi la participation au marché du travail. Par conséquent, les dispositions des plus récents projets pilotes en vigueur ont sensiblement assoupli la distribution des heures de travail des prestataires de l'assurance-emploi, comparativement aux dispositions relatives aux autres projets pilotes ou de la loi, et ont favorisé une plus grande intensité du travail (voir le graphique 26)^{Note de bas de page 67}.

Description textuelle du graphique 26

Rémunération hebdomadaire en proportion des prestations hebdomadaires régulières de l'a.-e.	Loi (avril 2004 à novembre 2005)	Projets pilotes 12 et 17 (décembre 2008 à juillet 2012)	Projets pilotes 18, 19 et 20 (août 2012 à mars 2017)
0 %-10 %	2,1 %	3,0 %	2,5 %
11 %-20 %	6,0 %	5,3 %	3,9 %
21 %-30 %	12,1 %	8,4 %	5,4 %
31 %-40 %	7,2 %	14,7 %	6,5 %
41 %-50 %	5,1 %	6,5 %	4,8 %
51 %-60 %	4,1 %	4,2 %	4,3 %
61 %-70 %	4,1 %	3,8 %	4,4 %
71 %-80 %	4,0 %	3,7 %	4,5 %
81 %-90 %	4,0 %	3,6 %	4,4 %
91 %-100 %	4,0 %	3,6 %	4,6 %
101 %-110 %	4,1 %	3,7 %	4,8 %
111 %-120 %	4,0 %	3,9 %	5,1 %
121 %-130 %	4,6 %	4,1 %	5,4 %
131 %-140 %	5,0 %	4,6 %	6,1 %
141 %-150 %	5,7 %	5,2 %	6,7 %
151 %-160 %	6,7 %	5,8 %	7,5 %
161 %-170 %	7,7 %	7,0 %	8,5 %
171 %-180 %	9,6 %	9,0 %	10,5 %
Journées de travail hebdomadaire estimées
Entre une demi-journée et une journée	Seuil de rémunération admissible de 25% (loi)	Seuil de rémunération admissible de 40 % (projets pilotes 12 et 17)
Entre une et deux journées
Entre deux et trois journées
Trois journées ou plus	Ne reçoivent plus de prestations; semaine reportée (loi)	Ne reçoivent plus de prestations; semaine reportée (projets pilotes 12 et 17)	Ne reçoivent plus de prestations; semaine reportée (50% du premier dollar) (projets pilotes 18 et 19)

^*Les données sont fondées sur les semaines travaillées pendant une période de prestations au cours d'une période donnée, peu importe le moment où la demande a été établie.
^**Ne tient pas compte des semaines travaillées pendant une période de prestations auxquelles il manque des données, les demandes dont la part de rémunération hebdomadaire est supérieure à 180 % en proportion du montant des prestations régulières de l'assurance-emploi, et les demandes de prestations qui ont optées pour les dispositions du projet pilote 17.
^***Le nombre de journées travaillées est estimé en fonction de la proportion du revenu d'un emploi à temps plein converti en journées travaillées. Par exemple, si un prestataire a travaillé 20 % de son taux de prestations (le taux de prestations pour un revenu d'emploi à temps plein est de 55 %), il a travaillé 11 % (20 % × 55 %) de son revenu d'emploi à temps plein, ou environ une demi-journée (11 % × 5 jours). Cela suppose que les prestataires occupent un emploi dont le salaire horaire est presque le même que celui de leur ancien emploi, pour lequel ils ont eu droit à des prestations; qu'ils travaillaient à temps plein avant de présenter une demande; et qu'ils touchaient la rémunération assurable maximale ou une rémunération inférieure.

Source : Emploi et développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploi (a.-e.). Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

Cette augmentation de l’intensité du travail depuis la mise en œuvre du projet pilote 18 visant le TPPP peut également être observée dans le revenu hebdomadaire moyen, soit les prestations régulières hebdomadaires et la rémunération d’emploi, des prestataires réguliers qui travaillaient pendant une période de prestations. Le tableau 29 montre que la différence entre le revenu hebdomadaire total des prestataires qui travaillent pendant une semaine de prestations et ceux qui ne travaillent pas est plus importante depuis l'entrée en vigueur des dispositions du projet pilote 18 en août 2012. Cet important écart est principalement attribuable à la rémunération d'emploi hebdomadaire réelle plus élevée rapportée durant les semaines travaillées pendant une période de prestations, en vertu des dispositions des projets pilotes 18, 19 et 20 (584 $ durant l'exercice financier visé par le rapport)^{Note de bas de page 68}. Le tableau 29 montre également que même si les prestataires qui ont travaillé pendant leur période de prestations ont eu en moyenne, pendant toute la durée de leur demande de prestations, un revenu hebdomadaire total plus élevé comparativement à ceux qui n'ont pas travaillé pendant leur période de prestations, ils ont reçu en moyenne moins de prestations d'assurance-emploi (248 $ par semaine comparativement à 329 $ pour ceux qui n'ont pas travaillé pendant leur période de prestations)^{Note de bas de page 69}.

Admissibilité aux prestations régulières de l'assurance-emploi chez les prestataires saisonniers

L'Enquête sur la couverture de l'assurance-emploi, que Statistique Canada publie chaque année, montre qu'en 2016 que le taux d'admissibilité aux prestations régulières chez les travailleurs temporaires saisonniers est plus élevé que chez les travailleurs temporaires non saisonniers^{Note de bas de page 73} mais plus faible que celui des travailleurs permanents à temps plein. En 2016, 87,5 % des travailleurs saisonniers en chômage qui avaient cotisé à l'assurance-emploi et avaient un motif de cessation d'emploi valable (c'est-à-dire qu'ils ont été mis à pied ou avaient un motif justifié pour quitter leur emploi) étaient admissibles aux prestations régulières comparativement à 66,4 % chez les travailleurs temporaires non saisonniers. Ce taux d'admissibilité chez les travailleurs saisonniers en chômage en 2016 était plus élevé que celui de l'année précédente (82,6 %).

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

La durée maximale moyenne^{Note de bas de page 74} de prestations régulières pour les demandes saisonnières complétées durant l'EF1617 était de 29,9 semaines, soit 1,3 semaine de moins qu'à l'exercice financier précédent (31,2 semaines). La durée maximale moyenne de prestations régulières des demandes non saisonnières complétées était de 34,3 semaines pendant l'EF1617 et de 35,2 pendant l'EF1516.

La durée réelle moyenne^{Note de bas de page 75} des prestations régulières pour les demandes saisonnières complétées au cours de l'EF1617 était de 18,6 semaines, alors qu'elle était de 17,9 semaines au cours de l'exercice financier précédent. Pour les demandes non saisonnières complétées au cours de l'EF1617, la durée réelle moyenne des prestations régulières était de 21,2 semaines et de 19,9 semaines pour l'EF1516. La durée maximale moyenne et la durée réelle moyenne des prestations régulières sont toutes les deux plus courtes en général chez les prestataires réguliers saisonniers que chez les prestataires réguliers non saisonniers, ce qui reflète le fait que les prestataires saisonniers accumulent généralement moins d'heures d'emploi assurable que les prestataires non saisonniers avant d'établir leur demande.

Chevauchement de la définition des prestataires saisonniers et fréquents : une analyse interne

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

Même s’ils doivent avoir établi au moins trois demandes au cours des cinq dernières années, le prestataire saisonnier et le prestataire fréquent diffèrent sur deux points : 1) le prestataire fréquent doit avoir reçu au moins 60 semaines de prestations régulières d’assurance-emploi ou pour pêcheurs, alors qu’il n’existe pas de nombre de semaines précis pour le prestataire saisonnier; 2) la période de l’année où la demande est établie sert à caractériser le statut saisonnier du prestataire, et ce critère n’existe pas pour définir le prestataire fréquent.

Comme le présente le tableau 32, un plus grand nombre de prestataires réguliers d'assurance-emploi rencontrent les critères de prestataires saisonniers plutôt que ceux de prestataires fréquents, soit 380 680 demandes de prestataires saisonniers contre 285 690 de prestataires fréquents pendant l'EF1617. Ce fait laisse penser qu'un grand nombre de prestataires réguliers saisonniers perçoivent moins de 60 semaines de prestations régulières sur une période de cinq ans. Cela dit, un grand nombre de prestataires fréquents peuvent être considérés comme étant des prestataires saisonniers, comme le montre le graphique 29.

Description textuelle du graphique 29

	Fréquentes, non saisonnières	Fréquentes et saisonnières	Non-frequent, seasonal
Nombre de demandes de prestations	56 800	228 900	151 800
Part du nombre total de prestations saisonnières et fréquentes	13,0 %	52,3 %	34,7 %

^*Voir l'annexe 2.1 pour obtenir les définitions des demandes de prestations fréquentes et saisonnières définies dans ce graphique.

Source : Emploi et développement social Canada, données administratives de l'assurance-emploie (a.-e.). Les données reposent sur un échantillon de 10 % des données administratives de l'a.-e.

Le tableau 33 compare les demandes de prestations régulières complétées durant l’EF1617 par les prestataires fréquents saisonniers, les fréquents non saisonniers et les saisonniers non fréquents. La différence entre prestataires fréquents saisonniers et prestataires fréquents non saisonniers n’est pas très grande en ce qui a trait à la durée moyenne et à la proportion de prestations régulières versées. On note cependant une distinction entre les deux populations qui ne se chevauchent pas : les prestataires fréquents non saisonniers avaient une durée moyenne de prestations régulières bien plus longue, utilisaient une plus grande proportion de semaines de prestations régulières et étaient plus susceptibles d’épuiser toutes leurs semaines que les prestataires saisonniers non fréquents.