Révisions apportées à l'Enquête sur la population active (EPA) en 2011

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1.0 Introduction

L'Enquête sur la population active (EPA) fournit des estimations de l'emploi et du chômage qui comptent parmi les indicateurs les plus importants et les plus actuels de la performance de l'économie canadienne. Les résultats de l'enquête étant diffusés seulement 13 jours après la fin de la collecte des données, les estimations de l'EPA constituent la première des principales séries de données économiques mensuelles diffusées.

Statistique Canada a depuis longtemps établi un processus visant à réviser les estimations de l'Enquête sur la population active après la diffusion des estimations de population définitives de chaque recensement. D'autres modifications ont été apportées parallèlement à cette révision. Il convient de souligner que ces modifications n'ont aucune incidence sur le questionnaire ou le contenu de l'enquête. Le présent document vise à expliquer chacune de ces modifications ainsi que plusieurs autres modifications apportées aux estimations.

En bref, à partir de la diffusion des données de l'EPA pour janvier 2011 (en février 2011), les estimations reposeront sur les chiffres de population du Recensement de 2006; les estimations infraprovinciales seront basées sur les limites géographiques du Recensement de 2006; les estimations ventilées par industrie seront fondées sur le Système de classification des industries de l'Amérique du Nord de 2007; et les estimations par profession seront fondées sur la Classification nationale des professions pour statistiques de 2006. Il s'agit plus particulièrement des changements suivants : 

  1. Nouvelle base démographique de référence : Jusqu'en décembre 2010, les estimations de la population active étaient basées sur les données démographiques du Recensement de 2001. À partir de janvier 2011, les estimations ont été ajustées en fonction des chiffres de population du Recensement de 2006. Ces révisions ont eu des effets mineurs sur les estimations de l'EPA, tandis que les taux de chômage, d'emploi et d'activité sont restés pratiquement inchangés. Comme les modifications apportées aux estimations étaient minimes, il a fallu apporter des révisions rétroactivement à 1996 seulement.
  2. Limites géographiques : Les régions métropolitaines de recensement (RMR) sont maintenant basées sur les limites géographiques du Recensement de 2006 plutôt que sur celles de 2001. Cette modification a donné lieu à l'ajout de six nouvelles RMR, à savoir Moncton, au Nouveau-Brunswick; Peterborough, Brantford, Barrie et Guelph, en Ontario; et Kelowna, en Colombie-Britannique. Parallèlement, les limites géographiques de sept RMR ont été modifiées. Les limites des régions économiques et des régions de l'assurance-emploi demeurent inchangées.
  3. Industries et professions : L'EPA a également adopté des systèmes de classification plus récents pour les données sur les industries et les professions. Il s'agit du passage du Système de classification des industries de l'Amérique du Nord 2002 (SCIAN 2002) au SCIAN 2007 et de la Classification nationale des professions pour statistiques 2001 (CNP-S 2001) à la CNP-S 2006. Les modifications apportées au SCIAN 2007 sont minimes et les révisions ont été apportées rétroactivement à janvier 1987. Les modifications apportées à la CNP-S 2006 n'ont pas eu d'incidence sur les estimations historiques.

2.0 Nouvelle base démographique de référence

L'EPA se sert des estimations de la population cible, qui sont dérivées indépendamment de l'enquête, comme repères pour la production des estimations de l'enquête. Ces estimations démographiques reposent sur une base censitaire, puis sont mises à jour à l'aide de données administratives entre recensements de manière à refléter la population actuelle du Canada. L'utilisation de ces chiffres de population réduit la variabilité d'échantillonnage et le biais de couverture des estimations de l'enquête. Il est essentiel de disposer de chiffres de population adéquats lorsqu'on établit des estimations à partir d'une enquête-échantillon comme l'EPA. Pour produire des estimations à partir des résultats de l'échantillon, on attribue à chaque individu de l'échantillon un coefficient de pondération qui indique le nombre de personnes que cet individu représente au sein de la population.

La base du recensement servant à établir ces estimations est mise à jour plusieurs années après chaque recensement. À partir de la diffusion des données de l'enquête pour janvier 2011, les estimations démographiques utilisées par l'EPA auront comme base de référence le Recensement de 2006 plutôt que le Recensement de 2001.

Ces nouveaux chiffres de population permettent de produire des estimations plus précises de la population active qu'on n'aurait pu le faire en utilisant comme base de référence le Recensement de 2001. À mesure que les estimations démographiques s'éloignent de la base de recensement originale au fil du temps, les lacunes que présentent les données administratives servant à mettre à jour les chiffres deviennent plus prononcées. Par exemple, en décembre 2010, l'estimation de la population cible reposant sur la base de 2001 est de 0,3 % (+79 000) supérieure à l'estimation fondée sur la base de 2006. Ainsi, les estimations de population ont été surestimées pour ce mois d'enquête. Les écarts entre les deux séries d'estimations démographiques peuvent être plus prononcés pour certains groupes d'âge et sexe et certaines régions infraprovinciales.

L'EPA se sert de chiffres de population qui sont ajustés en fonction du sous-dénombrement net du recensement. En effet, il y a surdénombrement ainsi que sous-dénombrement dans tout recensement : certaines personnes sont dénombrées plus d'une fois ou ne devraient pas l'être, tandis que d'autres ne sont pas dénombrées mais devraient l'être. Le résultat net est habituellement un sous-dénombrement, qui a été d'environ 3 % dans le Recensement de 2006.

Étant donné l'écart relativement petit entre les anciennes estimations (basées sur le Recensement de 2001) et les nouvelles estimations (basées sur le Recensement de 2006), il a été jugé inutile de procéder à une révision historique remontant jusqu'au début de la série. L'année 1996 a été choisie sur la base des estimations infraprovinciales, plus précisément pour les régions métropolitaines de recensement (RMR) et les agglomérations de recensement (AR). Étant donné que les limites géographiques des RMR/AR ont beaucoup changé au-delà des 15 dernières années et que forcer la comparabilité se répercuterait sur la qualité des données, il a été décidé de remonter à l'année 1996 dans la révision de ces séries.

3.0 L'effet des révisions sur les estimations

3.1 Modification des chiffres de population

Les estimations démographiques ont été révisées à partir de janvier 1996 jusqu'à décembre 2010. De façon générale, les estimations ont fait l'objet d'une révision à la baisse et l'ampleur de la révision s'accroît au cours de la période.

À l'échelle nationale, pour la population en âge de travailler (15 ans et plus), les écarts entre janvier 1996 et décembre 2001 sont négligeables (graphique 1). Durant cette période, les nouvelles estimations sont de 10 000 ou moins (0,04 %) inférieures à l'ancien chiffre de population. De janvier 2002 à avril 2005, les écarts sont un peu plus grands, les différences allant généralement de -10 000 à -20 000 personnes (soit de -0,04 % à -0,08 %). De mai 2005 à décembre 2010, l'écart atteint un sommet d'environ -0,3 % (79 000). Cet écart correspond à environ la moitié de celui résultant du précédent changement de la base de référence, qui a eu lieu en 2005 (0,7 % ou 170 000), lorsque les estimations de l'EPA ont été ajustées en fonction de la nouvelle base démographique de référence, à savoir celle du Recensement de 2001 plutôt que celle du Recensement de 1996.

De 2007 à 2009, l'écart entre les estimations de population révisées et non révisées s'est légèrement rétréci avant de s'élargir de nouveau. Cela tient au fait que, pour cette période, le nombre de résidents non permanents a été sous-estimé dans les estimations non révisées et que la différence a été rajoutée aux estimations révisées. Cet ajout a rapproché les niveaux révisés des niveaux non révisés. À partir de 2009, à la fois les chiffres de population révisés et non révisés présentaient des chiffres de résidents non permanents comparables, de sorte que l'écart s'est élargi de nouveau.

Les estimations de population ayant été révisées, les niveaux d'emploi et de chômage ont été révisés à la baisse et les estimations de l'inactivité ont légèrement été révisées à la hausse. Lorsqu'on évalue les données, il importe de se rappeler que certains groupes d'âge chez les hommes et chez les femmes ne sont pas touchés de la même façon par les révisions des estimations démographiques.

Comme le montre le graphique 2, les estimations de population des hommes et des femmes en âge de travailler ont été révisées à la baisse, mais davantage chez les femmes que chez les hommes. Le graphique 3 montre que la révision a eu un effet différent sur les estimations de population pour les jeunes et les personnes de 55 ans et plus, comparées aux estimations pour les hommes et les femmes de 25 à 54 ans. En décembre 2010, le nouveau chiffre de population était de 1,1 % plus élevé pour les jeunes et de 0,5 % plus élevé pour les personnes de 55 ans et plus, et de 1,1 % moins élevé pour les hommes et les femmes de 25 à 54 ans. Étant donné que ces groupes présentent des caractéristiques différentes relativement au marché du travail (p. ex., une plus forte proportion des personnes de 25 à 54 ans est occupée), le lien entre les nouvelles et anciennes estimations peut être complexe.

3.2 L'effet global des révisions sur lesestimations du marché du travail

Les graphiques 5, 6 et 7 présentent les estimations mensuelles désaisonnalisées révisées et non révisées des caractéristiques de la population active à l'échelle nationale selon l'âge et le sexe, tandis que les tableaux 1 et 2 montrent les écarts basés sur les moyennes annuelles pour certaines années.

Tel que mentionné ci-dessus, l'emploi et le chômage sont révisés à la baisse lorsqu'on utilise les estimations révisées basées sur les nouveaux chiffres de population. Cette révision à la baisse touche l'ensemble de la population en âge de travailler ainsi que les hommes et les femmes de 25 à 54 ans, mais elle est légèrement plus importante chez les femmes que chez les hommes.

Les estimations révisées pour les personnes de 15 à 24 ans présentent des niveaux plus élevés d'emploi, de chômage et d'activité au cours des dernières années. Malgré ces niveaux plus élevés, les taux annuels d'emploi et d'activité sont les mêmes selon les estimations révisées et non révisées en 2010, tandis que le taux de chômage non révisé est de 0,1 point de pourcentage plus élevé que le taux non révisé (tableau 1).

Comme dans le cas des jeunes, les estimations démographiques révisées pour les personnes de 55 ans et plus sont également légèrement plus élevées que les estimations non révisées et ont peu d'effet sur les taux de chômage, d'activité et d'emploi.

Pour la moitié des provinces, les estimations d'emploi révisées sont inférieures aux estimations non révisées, l'écart étant de moins de 1 % (tableaux 3, 4 et graphiques 8, 9). Les écarts sont au-delà de 1 % dans l'autre moitié des provinces, y compris Terre-Neuve-et-Labrador, l'Île-du-Prince-Édouard, le Nouveau-Brunswick, l'Alberta et la Colombie-Britannique. En 2010, les niveaux d'emploi ont été révisés à la baisse de 1 % ou plus pour le Nouveau-Brunwick (2,3 %), la Colombie-Britannique (2,1 %), Terre-Neuve-et-Labrador (1,5 %) et l'Île-du-Prince-Édouard (1,0 %), tandis que les estimations pour l'Alberta ont été révisées à la hausse, soit de 1,0 %.

Pour ce qui est des estimations par industrie, il y a peu de différence (voir tableaux 5 et 6, et graphiques 10, 11 et 12).

3.3 Vue du marché du travail

Lors d'une analyse historique des estimations d'enquête, on essaie de voir si les tendances du marché du travail ont changé. Comme le montre le graphique sur l'emploi (voir graphique 5), les nouvelles estimations de l'emploi sont légèrement inférieures dans l'ensemble en raison des estimations des chiffres de population, qui sont plus faibles. Malgré les niveaux légèrement inférieurs, toutefois, les estimations d'emploi nouvelles (révisées) et anciennes (non révisées) sont fort comparables, affichant les mêmes tendances.

Entre 1996 et 2010, à la fois l'emploi et la population se sont accrus à un rythme légèrement plus lent selon les estimations révisées par rapport aux estimations non révisées. Par conséquent, au cours de cette période, le taux d'emploi révisé a augmenté de 3,1 points de pourcentage, hausse légèrement inférieure à celle de 3,4 points observée pour le taux non révisé.

Le tableau 5 montre que les principaux secteurs de croissance ainsi que la part de l'emploi par âge et sexe, industrie, catégorie de travailleur, niveau de scolarité et statut d'immigrant dans les estimations révisées par rapport aux estimations non révisées demeurent pratiquement inchangés de 1996 à 2010 (de 2006 à 2010 pour les immigrants).

Tel que mentionné plus haut, plus les estimations démographiques s'éloignent de la base originale du recensement au fil du temps, plus les changements deviennent prononcés. Étant donné le repli du marché du travail au cours des quelques dernières années, on a examiné les nouvelles et les anciennes estimations pour voir si les jalons ou les tendances ont changé durant cette période.

Comme dans le cas de l'ancienne série, les nouvelles estimations de l'emploi montrent que le repli a commencé en octobre 2008 et qu'il s'est poursuivi jusqu'en juillet 2009 (graphique 4). Durant cette période, les estimations d'emploi révisées ont diminué un peu plus (2,5 % ou -428 000) que les estimations non révisées (2,4 % ou -417 000).

L'augmentation de l'emploi de juillet 2009 à décembre 2010 fondée sur les nouvelles estimations n'était pas aussi forte que celle fondée sur les anciennes estimations. D'après les nouvelles estimations, l'emploi a progressé de 2,4 % (+398 000), contre 2,8 % (+463 000) selon les anciennes estimations. Cette différence s'explique surtout par une plus faible croissance de la population des 25 à 54 ans dans les estimations révisées; ce groupe présente le taux d'emploi le plus élevé.

Comparé au sommet d'octobre 2008, l'emploi en décembre 2010, d'après les estimations révisées, était en baisse de 30 000 (-0.2 %), alors que l'estimation non révisée donne une hausse de 46 000 (+0.3 %) pour la même période.

Les nouvelles estimations de l'emploi indiquent également que la croissance au cours de l'année 2010 était légèrement plus lente que ne l'indiquent les vieilles estimations. De décembre 2009 à décembre 2010, les estimations d'emploi révisées affichent un taux de croissance de 1,8 % (+298 000), contre 2,2 % (+369 000) d'après les anciennes estimations. Le taux de chômage pour l'année demeure pratiquement le même d'après les nouvelles et les anciennes estimations. D'après les nouvelles estimations, le taux de chômage a baissé de 0,9 point de pourcentage pour s'établir à 7,6 %, et d'après les anciennes estimations, il a reculé de 0,8 point de pourcentage (pour se fixer également à 7,6 %).

Les taux nationaux révisés d'emploi, de chômage et d'activité ont suivi la même tendance que les taux non révisés au cours des dernières années. Si les taux de chômage étaient généralement inchangés, les nouveaux taux d'emploi et d'activité étaient légèrement inférieurs aux anciens taux et ce, de 0,1 à 0,3 point de pourcentage ces dernières années. Ceci est attribuable à la plus lente croissance de la population qui se reflète dans les nouvelles estimations.

3.4 Territoires

Les estimations pour le Yukon, les Territoires du Nord-Ouest et le Nunavut ont été ajustées également en fonction des chiffres de population basés sur le Recensement de 2006. Les estimations ont été révisées rétroactivement à 1996 pour le Yukon, à 2001 pour les Territoires du Nord-Ouest et à 2004 pour le Nunavut. Les limites de chaque territoire demeurent inchangées depuis le début de chaque série.

Les estimations démographiques et de la population active pour les trois territoires ont été révisées à la hausse à la suite du passage à la nouvelle base de référence. Les estimations d'emploi ont été révisées à la hausse de 5,4 % pour le Yukon, de 1,9 % pour les Territoires du Nord-Ouest et de 11,4 % pour le Nunavut en 2010 (tableau 7). Les niveaux de chômage étaient pratiquement les mêmes selon les anciennes et les nouvelles estimations, mais le taux de chômage révisé était de 0,4 point de pourcentage inférieur à l'ancien taux pour le Yukon et le Nunavut, et de 0,2 point de pourcentage inférieur pour les Territoires du Nord-Ouest en 2010.

En outre, quelques modifications ont été apportées à la méthode d'échantillonnage dans les territoires du nord à compter de janvier 2011. Il s'agit, entre autres, de mises à jour de la répartition de l'échantillon et des taux d'échantillonnage fondés sur les dernières estimations démographiques, de l'utilisation élargie des plans d'échantillonnage à un degré et de nouvelles règles d'attribution des noms aux grappes. En outre, au Yukon, on a procédé à une re-stratification des collectivités éloignées, et le village de Pelly Crossing a été ajouté aux collectivités couvertes. Ces modifications visent à obtenir des tailles d'échantillon plus proches des cibles initiales, à répartir le fardeau de réponse de façon plus équitable et à améliorer l'efficacité du plan global.

Les estimations concernant les industries et les professions pour les trois territoires ont été mises à jour également en fonction du SCIAN 2007 et de la CNP-S 2006, mais à partir de versions plus anciennes pour le Yukon et les Territoires du Nord-Ouest, soit du SCIAN 1997 et de la CNP 1991.

3.5 Estimations relatives aux autochtones

Les poids appliqués à la population autochtone en âge de travailler ont également été mis à jour en fonction des variations démographiques. Comme il a été annoncé dans les données du Recensement de 2006 sur les peuples autochtones diffusées dans Le Quotidien du 15 janvier 2008, entre le Recensement de 2001 et celui de 2006, la population autochtone a augmenté plus rapidement que la population non autochtone, soit près de six fois plus rapidement. Plusieurs facteurs sont à l'origine de cette croissance de la population autochtone, à savoir, des facteurs démographiques comme les taux de natalité élevés, l'augmentation du nombre de personnes s'identifiant comme Autochtones et la baisse du nombre de réserves indiennes partiellement dénombrées.

Les estimations révisées de la population en âge de travailler de l'EPA pour la population autochtone en 2010 étaient de 20 % plus élevées (+110 000) que les anciennes estimations. La croissance a été particulièrement forte chez les Métis et les Indiens d'Amérique du Nord ainsi qu'au Québec, en Ontario et dans la région de l'Atlantique, surtout en Nouvelle-Écosse (tableau 7).

Comme dans le cas de la plupart des autres groupes de population, on a observé peu de variation dans les taux de chômage révisés et non révisés pour la population autochtone. Toutefois, le taux d'emploi révisé est de 0,8 point de pourcentage inférieur à l'ancien taux, les niveaux d'emploi ayant augmenté moins rapidement que la population.

4.0 Modifications concernant les industries et les professions

Les changements résultant du passage du Système de classification des industries de l'Amérique du Nord (SCIAN) de 2002 au SCIAN 2007 ont été mineurs et ont eu peu d'effets sur les estimations. Par conséquent, les révisions remontent à l'année 1987. Vu que la plupart des tableaux des industries publiés commencent en 1987, les changements apportés à ces tableaux seront minimes. Dans le cas des quelques tableaux dont les séries chronologiques remontent à 1976, les estimations seront basées sur le SCIAN 2002 pour les données d'avant 1986 et sur le SCIAN 2007 à partir de 1987.

La plupart des modifications ont été apportées au niveau des codes à quatre chiffres. Une industrie au niveau à quatre chiffres a été transférée d'un grand groupe d'industries à un autre, à savoir du groupe des services professionnels, scientifiques et techniques (SCIAN, code 54) au groupe des services aux entreprises, services relatifs aux bâtiments et autres services de soutien (codes 55 et 56). Plusieurs titres ont également été modifiés. Le tableau de concordance des modifications apportées aux titres et aux codes figure à l'appendice I.

Au niveau des codes du SCIAN, les modifications suivantes ont été apportées : certains enregistrements ont été transférés du code 5416 au code 5613 de manière à créer une nouvelle catégorie à six chiffres pour les organismes de placement des ressources humaines. Les entrepreneurs en broderie ont été retirés du code 3152 et une nouvelle catégorie a été créée dans le code 3149. La construction d'embarcations a été transférée du code 3261 au code 3366. Le code 3391 a été reconçu et certains enregistrements transférés aux codes 3332, 3334, 3339 et 3371. Certains enregistrements ont été transférés du code 4163 au code 4143 de manière à reclasser les grossistes en coutellerie de maison et batterie de cuisine. De nouveaux codes du SCIAN ont également été créés dans 5171, 5179, 5191 et 5311.

La structure de la Classification nationale des professions pour statistiques (CNP-S) 2006 demeure inchangée par rapport à la CNP-S 2001. Aucun grand groupe, sous-groupe ou groupe de base n'a été ajouté, supprimé ou combiné, quoique certains groupes de base aient un nouveau nom ou un contenu mis à jour. Étant donné que les tableaux de l'EPA par profession sont établis au niveau du grand groupe et du sous-groupe, aucune modification n'a été apportée aux estimations ou aux titres. Les modifications des titres au niveau du groupe de base figurent à l'appendice I.

5.0 Modification des limites géographiques

Les limites géographiques ont également été mises à jour dans cette révision, passant de la Classification géographique type de 2001 à la CGT de 2006. Le passage aux limites géographiques du Recensement de 2006 a entraîné l'ajout de six nouvelles régions métropolitaines de recensement (RMR), à savoir Moncton, au Nouveau-Brunswick; Peterborough, Brantford, Barrie et Guelph, en Ontario; et Kelowna, en Colombie-Britannique. Parallèlement, les limites de sept RMR ont été modifiées, à savoir celles de la Ville de Québec, de Sherbrooke, et de Montréal, au Québec; d'Ottawa-Gatineau, partie québécoise; d'Ottawa-Gatineau, Ontario/Québec; de London, en Ontario; et de Winnipeg, au Manitoba.

De nouveaux tableaux pour les RMR ont été créés sur la base des limites du Recensement de 2006 et remonteront à 1996 (tableaux CANSIM 282-0109, 282-0110, 282-0111, 282-0112, 282-0113, 282-0114, 282-0116 et 282-0117). Étant donné que les limites des RMR et des agglomérations de recensement (AR) ont beaucoup changé bien au-delà des 15 dernières années et que forcer la comparabilité se répercuterait sur la qualité des données, il a été décidé que les révisions remontent à janvier 1996. Les limites des régions économiques demeurent inchangées, les tableaux publiés remontant à janvier 1987.

Il demeure possible de faire des comparaisons historiques par RMR avant 1996. Les estimations fondées sur les limites et les chiffres de population du Recensement de 2001 continueront d'être disponibles dans CANSIM sous les numéros des tableaux originaux (tableaux CANSIM 282-0052, 282-0053, 282-0056, 282-0057, 282-0058, 282-0059, 282-0090 et 282-0091). Pour des comparaisons remontant à la période d'avant 1996, utiliser le tableau de concordance figurant dans l'annonce du 28 janvier 2011, parue sous la rubrique Quoi de neuf? dans CANSIM.

Un nouveau tableau annuel sur les agglomérations de recensement (AR) basées sur les limites du Recensement de 2006 est maintenant disponible. Ce tableau remplace le tableau de données sur certaines villes de taille moyenne basées sur les limites du Recensement de 2001 (tableau CANSIM 282-0064). Ce nouveau tableau (tableau CANSIM 282-0115) comprend neuf nouvelles AR, à savoir Truro, en Nouvelle-Écosse; Saint-Hyacinthe, au Québec; Leamington, Timmins et Brockville, en Ontario; Grande Prairie et Wood Buffalo, en Alberta; et Duncan et Courtenay, en Colombie-Britannique.

6.0 Nouvelles séries désaisonnalisées

Plusieurs nouvelles séries désaisonnalisées ont été ajoutées, et elles remontent jusqu'au début des séries.

  1. emploi à temps plein et à temps partiel, personnes de 15 à 64 ans et de 25 à 54 ans, par sexe et province;
  2. caractéristiques de la population active, personnes de 55 ans et plus, par sexe et province;
  3. emploi à temps plein et à temps partiel, personnes de 55 ans et plus, par province;
  4. six nouvelles RMR, à savoir Moncton, au Nouveau-Brunswick; Peterborough, Brantford, Barrie et Guelph, en Ontario; et Kelowna en Colombie-Britannique.

Étant donné que ces nouvelles séries sont désaisonnalisées et que de nouvelles règles de réconciliation sont appliquées pour la série des caractéristiques de la population active par groupe d'âge, sexe et province, toutes les séries désaisonnalisées ont été révisées rétroactivement jusqu'au début de la série.

Dans le cadre de notre examen annuel de 2011 des données désaisonnalisées, nous avons examiné la série sur l'emploi dans les services d'enseignement en raison des changements observés dans les tendances saisonnières des niveaux d'emploi dans ce secteur au cours des quatre derniers étés. Étant donné un profil de l'emploi d'été peu clair pendant cinq années consécutives, il a été déterminé qu'un modèle sans identification de valeurs aberrantes sera plus approprié pour cette série de données; ce modèle a été appliqué en même temps que la révision des estimations démographiques. Comme le montre le graphique portant sur les services d'enseignement (graphique 11), les variations en juillet et en août au cours des quatre dernières années sont moins prononcées dans les estimations révisées que dans les estimations non révisées.

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