Révisions apportées à l’Enquête sur la population active (EPA) en 2015
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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 mesures les plus à jour et les plus importantes de la performance de l’économie canadienne. Comme les résultats de l’enquête sont diffusés 10 jours seulement après la fin de la collecte des données, les estimations de l’EPA constituent la première des principales séries de données économiques mensuelles à être diffusée.
Statistique Canada a établi depuis longtemps un processus de révision régulier des estimations de l’EPA après la diffusion des estimations démographiques finales provenant de chaque recensement. D’autres modifications sont apportées parallèlement à cette révision. L’objectif du présent document est d’expliquer chacune de ces modifications. Il convient de souligner qu’aucune de ces modifications n’a trait au questionnaire ni au contenu de l’enquête.
Brièvement, à partir de la diffusion des données de l’EPA de janvier, le 6 février 2015, les estimations s’appuieront sur les chiffres de population du Recensement de 2011 et les estimations infraprovinciales seront fondées sur les limites géographiques du Recensement de 2011. Voici un court résumé de chacune des modifications :
- Nouvelle base démographique de référence : Jusqu’en décembre 2014, les estimations de la population active étaient basées sur les données démographiques provenant du Recensement de 2006. À partir de janvier 2015, les estimations ont été ajustées en fonction des chiffres de population du Recensement de 2011 ajustés pour le sous-dénombrement net. Ces révisions ont eu des effets mineurs sur les estimations de l’EPA, tandis que les taux de chômage, d’emploi et d’activité n’ont pratiquement pas varié. Comme les modifications apportées aux estimations étaient minimes, les révisions n’ont dû être effectuées rétroactivement que jusqu’à 2001. Voir la section 2.0 et l’Annexe I pour obtenir des renseignements plus détaillés.
- Limites géographiques : Les régions métropolitaines de recensement (RMR), les régions économiques (RE) et les agglomérations de recensement sont maintenant basées sur les limites géographiques du Recensement de 2011 plutôt que sur celles du Recensement de 2006. Aucune nouvelle région n’a été ajoutée, mais les limites des RMR et des RE ont été modifiées. Voir la section 3.0 et l’Annexe II pour obtenir des renseignements plus détaillés.
- Amélioration de la méthodologie d’imputation : La stratégie globale d’imputation n’a pas changé, mais la liste des variables utilisées pour créer les groupes pour l’imputation par donneur a été révisée et mise à jour afin d’inclure l’industrie. Parallèlement, l’ensemble utilisés pour certains groupes d’âge et certaines variables de situation d’activité ont été modifiés, tandis que la variable de pays de naissance a été retirée. Ces modifications ont été appliquées aux données chronologiques à partir de janvier 2008 (voir la section 4.0).
- Remaniement de l’échantillon : La mise en oeuvre du plan d’échantillonnage mis à jour débutera en janvier 2015 et se terminera en juin 2015. Ce remaniement du plan comprend la définition de nouvelles strates en s’appuyant sur les renseignements les plus récents du Recensement de 2011, alors que celles du plan d’échantillonnage précédent étaient fondées sur le Recensement de 2001. Par conséquent, la répartition de l’échantillon sera également modifiée. Voir la section 5.0 et l’Annexe III pour des renseignements plus détaillés.
- Mise à jour des classifications des industries et des professions : L’adoption de classifications plus récentes des industries et des professions pour l’EPA a souvent lieu au moment du passage à une nouvelle base démographique de référence. Ces mises à jour auront lieu en janvier 2016. Parallèlement, le Système de classification des industries de l’Amérique du Nord de 2007 (SCIAN 2007) utilisé actuellement sera remplacé par le SCIAN 2012, et la Classification nationale des professions pour statistiques de 2006 (CNP-S 2006) sera remplacée par la CNP-S 2011.
2.0 Nouvelle base démographique de référence
L’EPA se sert d’estimations de sa population cible calculées indépendamment de l’enquête comme valeurs repères pour la production des estimations de l’enquête. Ces estimations démographiques sont calculées au départ d’après un recensement, puis elles sont mises à jour en utilisant des données administratives durant la période entre les recensements afin de rendre compte de la population courante du Canada. L’utilisation de ces chiffres de population réduit la variabilité d’échantillonnage et le risque de biais de couverture des estimations de l’enquête. Il est essentiel de disposer de chiffres de population appropriés pour calculer des estimations d’après une enquête-ménage telle que l’EPA. Pour produire des estimations à partir des résultats de l’échantillon, on attribue à chaque individu de l’échantillon une pondération qui indique le nombre de personnes que cet individu représente au sein de la population.
La base du recensement utilisée comme référence pour produire ces estimations est mise à jour 28 mois après chaque nouveau recensement. À compter de la diffusion des données de l’enquête pour janvier 2015, les estimations démographiques utilisées par l’EPA auront comme base de référence le Recensement de 2011 au lieu du Recensement de 2006.
Ces nouveaux chiffres de population de référence permettent de produire des estimations de la population active plus précises que ne l’auraient permis les chiffres de population du Recensement de 2006. À mesure que les estimations de population s’éloignent dans le temps de la base de recensement originale, les imprécisions dans les données administratives qui servent à les mettre à jour ont tendance à devenir plus prononcées.
L’EPA se sert de chiffres de population qui sont ajustés pour tenir compte du sous-dénombrement net au recensement. Tout recensement présente un surdénombrement ainsi qu’un sous-dénombrement : certaines personnes sont comptées plus d’une fois ou ne devraient pas l’être, tandis que d’autres ne sont pas comptées, mais devraient l’être. Le résultat net est habituellement un sous-dénombrement. Dans le Recensement de 2011, le taux de sous-dénombrement était de 2,3 %.
Par exemple, en décembre 2014, l’estimation de la population cible d’après le Recensement de 2006 était de 0,3 % plus élevée (+73 000) que celle fondée sur le Recensement de 2011. Cela signifie que les estimations démographiques étaient surestimées pour ce mois de l’enquête. Les différences entre les deux séries d’estimations de population peuvent être plus prononcées pour certains groupes d’âge et sexe ainsi que pour certaines régions provinciales et infraprovinciales.
Puisque l’écart entre les anciennes estimations (fondées sur le Recensement de 2006) et les nouvelles estimations (fondées sur le Recensement de 2011) était relativement faible, une révision chronologique remontant jusqu’au début de la série a été jugée inutile. L’année 2001 a été choisie pour la production d’une série chronologique pour les estimations infraprovinciales.
Pour des renseignements plus détaillés sur les modifications des composantes pour ce changement de base démographique de référence, consulter l’Annexe I.
2.1 Effet de la nouvelle base démographique de référence sur les estimations de l’EPA
Les estimations de la population de l’EPA ont été révisées de janvier 2001 à décembre 2014. En général, les estimations ont fait l’objet d’une révision à la baisse et l’ampleur de la révision varie au cours de la période.
À l’échelle nationale, pour la population en âge de travailler (15 ans et plus), les différences entre janvier 2001 et juin 2006 sont négligeables (graphique 1). Au cours de cette période, les nouvelles estimations sont inférieures de 24 000 ou moins (-0,1 %) aux anciens chiffres de population.
De juillet 2006 jusqu’à janvier 2010, les écarts évoluent vers un sommet, passant de -27 000 à -97 000 (ou de -0,1 % à -0,4 %). La différence entre les estimations démographiques révisées et non révisées diminue de février 2010 à mai 2013, pour atteindre environ -0,1 % (-20 000).
À partir de juin 2013, l’écart recommence à augmenter, atteignant -73 000 (-0,3 %) en décembre 2014. Cette différence de décembre 2014 est similaire à celle observée au moment du changement de base effectué en 2011 quand les estimations ont été calculées en prenant pour référence les chiffres de population du Recensement de 2006 au lieu de ceux du Recensement de 2001. En décembre 2010, la différence entre les estimations était de -79 000 ou -0,3 %.
Ce changement de base démographique a produit une légère rupture dans la série d’estimations de population entre décembre 2000 et janvier 2001 à l’échelle nationale, ainsi que pour le Manitoba et la Saskatchewan. Cette rupture peut également être observée pour certains groupes d’âge. Toutefois, les décalages sont mineurs pour n’importe quelle estimation de la population active ou n’importe quel taux.
La révision des estimations de population n’a entraîné qu’une légère variation des niveaux d’emploi de 2001 à 2006. À partir de février 2007, l’écart a commencé à s’accroître, pour atteindre -0,6 % ou -102 000 en décembre 2014.
En ce qui concerne les estimations du chômage, des écarts positifs et négatifs entre les estimations révisées et non révisées ont été observés tout au long de la période allant de 2001 à 2014, ces écarts étant plus prononcés entre 2008 et 2014. Les estimations de l’inactivité ont été révisées à la baisse de 2001 à 2007 et légèrement à la hausse de 2008 à 2014.
Lorsqu’on évalue les données, il importe de se rappeler que, pour certains groupes d’âge, les révisions des estimations démographiques n’ont pas eu la même incidence sur les estimations calculées pour les hommes et pour les femmes.
Différences selon le sexe et le groupe d’âge
Comme le montre le graphique 2, les estimations des populations d’hommes et de femmes en âge de travailler ont été révisées à la baisse, mais davantage chez les hommes que chez les femmes.
Le graphique 3 montre que la révision n’a pas eu le même effet sur les estimations de population pour les jeunes et les personnes de 55 ans et plus que sur les estimations pour les personnes de 25 à 54 ans. En décembre 2014, le nouveau chiffre de population était de 1,3 % plus élevé pour les jeunes, tandis qu’il était de 0,2 % plus élevé pour les personnes de 55 ans et plus. Pour les hommes de 25 à 54 ans, l’estimation de population était de 1,5 % plus faible et pour les femmes du même groupe d’âge, de 0,5 % plus faible.
Comme les caractéristiques de ces groupes en ce qui a trait au marché du travail sont différentes (par exemple, une plus forte proportion de personnes de 25 à 54 ans est occupée et travaille à temps plein), la relation entre les nouvelles et les anciennes estimations peut être complexe. Voir la section 6 pour des renseignements plus détaillés.
Variations provincials
L’effet de la révision des estimations de population varie aussi selon la province (graphiques 4, 5, 6). Les estimations démographiques pour l’Île-du-Prince-Édouard, l’Ontario, la Colombie-Britannique et le Manitoba ont été révisées à la baisse. L’ampleur de la révision varie au cours de la période, comme cela est le cas pour les estimations nationales.
Par contre, pour Terre-Neuve-et-Labrador, le Québec, l’Alberta et la Saskatchewan, les estimations étaient soit stables ou révisées légèrement à la baisse de 2006 à 2008, puis à la hausse par la suite. L’ampleur de la révision augmente généralement au cours de la période pour Terre-Neuve-et-Labrador et le Québec, tandis qu’elle commence à diminuer en 2012 pour l’Alberta et la Saskatchewan.
Le Nouveau-Brunswick et la Nouvelle-Écosse étaient les provinces pour lesquelles les différences en pourcentage entre les estimations initiales et celles calculées en prenant pour référence la nouvelle base démographique étaient les plus petites.
En janvier 2001, le Manitoba était la province pour laquelle l’écart entre les estimations produites selon la nouvelle base démographique et les estimations non révisées était le plus important. Pour le Manitoba et la Saskatchewan, les estimations de population produites selon la nouvelle base de référence présentent un léger changement de niveau entre décembre 2000 et janvier 2001. Toutefois, ce changement de niveau a un effet mineur sur les estimations de la population active ou sur les taux pour ces provinces.
3.0 Modification des limites géographiques
Étant donné le passage de la Classification géographique type (CGT) de 2006 à la CGT de 2011, les limites de certaines régions infraprovinciales, telles que les régions métropolitaines de recensement, les régions économiques et les agglomérations de recensement, ont été modifiées.
De nouveaux tableaux ont été créés pour toutes les régions infraprovinciales sur la base des limites du Recensement de 2011 et les estimations ont été produites selon la nouvelle base démographique de référence en remontant jusqu’à 2001.
Une concordance avec les tableaux CANSIM figure dans l’Annexe II. Les tableaux de concordance des vecteurs peuvent être consultés sur la page Web suivante : http://www23.statcan.gc.ca/imdb/p2SV_f.pl?Function=getSurvDocument&Item_Id=213135&SurvId=152713. Pour les tableaux de concordance des vecteurs CANSIM 282-0109, 282-0110, 282-0118 et 282-0119, communiquez avec le Service à la clientèle au 613-951-4090 ou composez sans frais le 1-866-873-8788 (travail@statcan.gc.ca).
3.1 Régions métropolitaines de recensement (RMR)
Aucune nouvelle RMR n’a été ajoutée, mais les limites de sept RMR existantes ont été modifiées à la suite du passage de la CGT 2006 à la CGT 2011. Il s’agit, au Québec, de Saguenay, Québec, Sherbrooke, Trois-Rivières, Montréal et Ottawa-Gatineau (partie québécoise), et en Ontario, de Guelph. Parmi ces RMR, Guelph (+6,0 %) et Saguenay (+3,4 %) sont celles dont l’écart entre les estimations de population révisées et non révisées était le plus important en mars 2001; pour les autres RMR, les variations étaient de 3 % ou moins.
En outre, la méthode de répartition de la population a été améliorée à l’occasion du changement de base démographique de référence. Cette modification de la méthode a eu une incidence sur 10 RMR, à savoir St. John’s à Terre-Neuve-et-Labrador; Moncton et Saint John au Nouveau-Brunswick; et Peterborough, Hamilton, Thunder Bay, St. Catharines-Niagara, London, Windsor et Barrie en Ontario. De ces RMR, Barrie est celle pour laquelle la variation des estimations démographiques a été la plus importante (-7,6 %) en mars 2001; pour les autres, la variation a été inférieure à 2 %.
3.2 Régions économiques (RE)
En raison du passage à la CGT 2011, de petites modifications ont été apportées aux limites de trois régions économiques (RE), à savoir Campbellton-Miramichi et Fredericton-Oromocto au Nouveau-Brunswick, et North Coast et Nechako en Colombie-Britannique. Les variations des estimations démographiques dans ces trois RE étaient inférieures à 1 % en mars 2001.
Afin d’améliorer la qualité des estimations de l’EPA, trois groupements de petites RE ont été effectués, à savoir South Coast-Burin Peninsula et Notre Dame-Central Bonavista Bay à Terre-Neuve-et-Labrador (1020, 1040), South Central et North Central au Manitoba (4620, 4640), et Banff-Jasper-Rocky Mountain House et Athabasca-Grande Prairie-Peace River (4840, 4870) en Alberta. Ces nouveaux groupements ont eu lieu en consultation avec les provinces concernées. Excluant les Territories, l’EPA publie maintenant des estimations pour 66 RE, dont sept sont combinées pour des raisons de qualité des données.
La RE combinée de Parklands et Northern (4670, 4680) au Manitoba est celle qui a affiché la variation en pourcentage la plus importante des estimations de population à la suite du passage de la base démographique de référence de 2006 à celle de 2011, la différence étant de -8,1 % en mars 2001. En raison de ce changement de base de référence, les estimations de la population vivant dans les réserves ont augmenté, ce qui a fait baisser les estimations de la population échantillonnée pour cette région par rapport à celles publiées antérieurement. La RE de Northern (4680), qui compte plus de 70 % de la population du Manitoba vivant dans les réserves, a donc été plus touchée par ce changement que les autres régions.
3.3 Agglomérations de recensement (AR)
Le remaniement de l’échantillon de l’EPA a entraîné une modification de la répartition des échantillons provinciaux (voir la section 5.0). Par conséquent, les données publiées antérieurement pour certaines AR sont devenues de qualité insuffisante et ne seront plus publiées. Il en est ainsi des AR suivantes : Drummondville, Saint-Hyacinthe, Shawinigan, Rimouski, Baie-Comeau et Sept-Îles au Québec; Belleville, Kawartha Lakes et Brockville en Ontario; Grande Prairie en Alberta; et Kamloops, Vernon, Courtenay, Duncan et Dawson Creek en Colombie-Britannique.
De plus, étant donné la nouvelle répartition de l’échantillon, les données pour les trois AR de Saint-Georges au Québec, de Thompson au Manitoba et de Fort St. John en Colombie-Britannique ne sont plus d’une qualité suffisante pour être publiées. Les données pour ces AR pourront être obtenues sur demande en mars 2015.
4.0 Amélioration de la stratégie d’imputation
L’imputation est la méthode utilisée pour remplacer les valeurs des données manquantes en cas de non-réponse totale ou partielle à une enquête. Il y a non-réponse totale lorsque toutes les données du questionnaire manquent pour une personne dans un ménage échantillonné, tandis qu’il y a non-réponse partielle lorsque certaines des données, mais non toutes, manquent. Pour une discussion détaillée de la stratégie d’imputation appliquée à l’Enquête sur la population active, consulter le chapitre 5 de la publication intitulée Méthodologie de l’Enquête sur la population active du Canada (2008).
Pour le changement de base démographique de référence de 2015, la stratégie globale d’imputation n’a pas été modifiée. Toutefois, la liste des variables utilisées pour créer les groupes d’imputation pour l’imputation par donneur a été mise à jour afin de tenir compte des profils de réponse courants et des liens entre les variables clés. En raison de cette mise à jour, une variable a été ajoutée (secteur d’activité), certaines ont été modifiées (groupe d’âge et situation d’activité) et une a été retirée (pays de naissance : né au Canada; né aux États-Unis; ou né ailleurs). Ces changements ont été appliqués aux données chronologiques à compter de janvier 2008.
Voir les sections 6 et 7 pour une description de l’effet de ces modifications sur les estimations.
5.0 Remaniement de l’échantillon
L’Enquête sur la population active (EPA) joue un rôle central dans le système statistique national à plusieurs égards. Premièrement, l’EPA fournit des estimations mensuelles de l’emploi et du chômage qui comptent parmi les mesures les plus actuelles et les plus importantes de la performance globale de l’économie canadienne.
Deuxièmement, dans la Loi sur l’assurance-emploi, l’EPA est désignée comme étant la source officielle des taux de chômage mensuels pour les 62 régions d’assurance-emploi (RAE) utilisés aux fins de l’administration du programme de l’assurance-emploi.
Enfin, dernier point mais non le moindre, l’infrastructure de l’EPA (échantillon, intervieweurs, systèmes de traitement des données) soutient une vaste gamme d’autres enquêtes-ménages de Statistique Canada qui sont réalisées en vue de répondre aux besoins stratégiques et aux besoins d’information du gouvernement.
Afin que l’EPA puisse continuer de remplir ces trois rôles clés, la base d’échantillonnage doit être à jour et les estimations doivent être suffisamment fiables pour appuyer les usages multiples des données.
Tous les 10 ans, après le recensement décennal de la population, l’EPA fait l’objet d’un remaniement d’échantillon afin de tenir compte de l’évolution des caractéristiques démographiques et des nouvelles définitions des limites géographiques. Jusqu’à décembre 2014, le plan d’échantillonnage de l’EPA était fondé sur des données provenant du Recensement de 2001. Il reflétait la taille de la population, la répartition provinciale et les limites infraprovinciales de 2001. Depuis cette période, on a assisté à une importante croissance démographique, une évolution des caractéristiques de la population et du marché du travail, ainsi qu’un réalignement des limites des municipalités et des régions métropolitaines de recensement (RMR). Par conséquent, la répartition de l’échantillon doit être ajustée afin de rendre compte des caractéristiques les plus récentes du marché du travail, de la population et des limites géographiques.
Les strates du plan d’échantillonnage de l’EPA, une façon de répartir la base de sondage afin the rendre l’échantillonnage plus efficace, sont définies de manière à ce qu’elles soient homogènes en ce qui concerne certaines variables clés du marché du travail. Toutefois, les strates deviennent moins efficaces à mesure que l’on s’éloigne de l’année de base du plan d’échantillonnage (c.-à-d. 2001) et que les caractéristiques de la population et du marché du travail évoluent dans le temps. Le présent remaniement a pour objet de définir de nouvelles strates fondées sur les données de recensement les plus récentes (2011).
L’échantillon est réparti entre les provinces et, à l’intérieur des provinces, entre les strates, de la façon qui permet de répondre le mieux possible au besoin d’estimations fiables aux divers niveaux géographiques. La répartition de l’échantillon de 2005 pour produire les estimations du chômage a été effectuée en appliquant les lignes directrices suivantes :
- un coefficient de variation (CV ou erreur-type relative à l’estimation) inférieur à 2 % pour le Canada et compris entre 4 % et 7 % pour les provinces.
- CV inférieur à 25 % pour les régions économiques.
- CV inférieur à 15 % pour les estimations du chômage par moyenne mobile de trois mois pour les régions d’assurance-emploi (RAE).
- Puisque la plupart des RMR sont également des RAE, fixer l’objectif pour ces dernières garantit aussi la qualité des estimations pour les RMR.
Ces lignes directrices continuent d’être utilisées pour la répartition de l’échantillon de 2015 à une exception près. La répartition de l’échantillon entre les provinces et entre les régions d’assurance-emploi a été modifiée en utilisant des cibles de qualité d’un niveau qui produit une erreur-type cohérente lorsque les niveaux de chômage estimés pour une région sont inférieurs à 5 % de la population active. Cette modification empêche les algorithmes de répartition d’accroître automatiquement les tailles d’échantillon dans les régions où le chômage est bas, ce qui se ferait aux dépens des autres régions, car la taille globale de l’échantillon a été maintenue au même niveau que dans le dernier plan d’échantillonnage.
Cette répartition révisée de l’échantillon a donné lieu à certaines modifications de la taille d’échantillon cible pour la plupart des provinces. Le tableau qui suit donne une comparaison des échantillons national et provinciaux sous le plan de 2015 et le plan de 2005. L’examen du tableau montre que la variation absolue la plus importante était une diminution de plus de 900 du nombre de ménages échantillonnés par mois en Ontario, laquelle a été compensée par des augmentations de l’échantillon dans les trois provinces des Prairies et au Québec. Pour les quatre provinces atlantiques et la Colombie-Britannique, les variations étaient toutes relativement petites. Ces révisions reflètent aussi les variations démographiques et du marché du travail.
La mise en oeuvre du nouveau plan d’échantillonnage pour les provinces est effectuée « progressivement », un groupe de renouvellement à la fois au moment où les ménages entrent dans l’échantillon (c.-à-d. le groupe de renouvellement où les ménages sont interviewés pour la première fois) à partir de janvier 2015 et sera achevée en juin 2015.
5.1 Autres changements découlant du remaniement de l’échantillon en 2015
Sous le plan de 2005, deux régions économiques (RE) ont été regroupées à l’étape de l’élaboration du plan (480 : Côte-Nord et 490 : Nord-du-Québec) et trois autres paires ont été combinées durant l’estimation (670 : Parklands et 680 : North; 750 : Prince Albert et 760 : Northern; 960 : Nechako et 970 : North Coast). Dans le cadre du remaniement de 2015, tous les regroupements ont été effectués à la phase d’élaboration du plan et comprennent trois nouvelles paires de RE (voir la section 3.2 pour des renseignements plus détaillés).
Aucune modification n’a été faite au plan d’échantillonnage pour les territoires puisqu’il a été mis à jour en janvier 2011.
Pour plus de renseignements sur le remaniement de l’échantillon, voir l’Annexe III.
6.0 Effet sur les estimations du marché du travail depuis 2001
Les graphiques 7, 8 et 9 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 différences basées sur les moyennes annuelles pour certaines années.
Tel que mentionné plus haut, l’utilisation des nouveaux chiffres de population a entraîné une révision à la baisse des niveaux de l’emploi (graphique 7). Cette baisse a été observée pour l’ensemble de la population en âge de travailler, particulièrement pour les personnes de 25 à 54 ans, mais elle a été plus grande pour les hommes que pour les femmes (graphique 8).
Chez les personnes de 15 à 24 ans, l’écart entre les estimations révisées et non révisées de l’emploi a varié tout au long de la période allant de 2001 à 2014. De 2001 à 2006, il y avait peu de différences entre les deux séries, mais de 2007 à 2010, les estimations révisées étaient plus faibles que les estimations non révisées. À partir de 2012, les estimations révisées de l’emploi étaient plus élevées que les estimations non révisées.
Par ailleurs, pour les personnes de 55 ans et plus, les estimations révisées de l’emploi étaient semblables aux estimations non révisées tout au long de la période visée par la révision, l’effet de cette dernière étant petit, voire nul, sur les taux de chômage, d’activité et d’emploi.
Comme l’ancienne série, les nouvelles estimations de l’emploi montrent que le sommet atteint par l’emploi avant le ralentissement économique a eu lieu en octobre 2008. Selon les estimations révisées, le creux de l’emploi a eu lieu en juin 2009 plutôt qu’en juillet 2009 comme l’indiquaient les estimations non révisées.
D’octobre 2008 à juin 2009, le recul de l’emploi a été très similaire selon les estimations révisées (-2,5 % ou -427 000) et les estimations non révisées (-2,4 % ou -418 000). Entre juin 2009 et décembre 2014, l’emploi a augmenté au même taux (+7,1 %) selon les nouvelles ainsi que les anciennes estimations.
Les niveaux et les taux de chômage basés sur les estimations révisées ont peu varié par rapport aux données non révisées. Le taux de chômage national en décembre 2014 était de 6,7 %, soit un écart de 0,1 point de pourcentage par rapport au taux non révisé.
Les taux d’emploi ainsi que les taux d’activité ont été révisés à la baisse à partir de février 2008, puisque la croissance de l’emploi révisé a été un peu plus faible que celle de l’emploi non révisé. En décembre 2014, le taux d’emploi révisé était de 61,3 %, un écart de 0,2 point de pourcentage par rapport aux estimations non révisées. Le taux d’activité révisé, qui se chiffrait à 65,7 %, était aussi inférieur de 0,2 point de pourcentage par rapport au taux non révisé.
En décembre 2014, les estimations révisées de l’emploi étaient plus élevées que les estimations non révisées pour cinq provinces. Terre-Neuve-et-Labrador est celle pour laquelle la différence était le plus importante, soit une hausse de 3,6 %, tandis que pour le Québec, la Nouvelle-Écosse, le Nouveau-Brunswick et la Saskatchewan, la hausse par rapport aux estimations non révisées était inférieure à 1 % (graphiques 10 et 11).
Les estimations révisées de l’emploi étaient plus faibles pour quatre provinces, la Colombie-Britannique affichant le plus grand écart entre les estimations révisées et non révisées (-2,7 % en décembre 2014). Venait ensuite le Manitoba avec un écart de -1,6 %, puis l’Île-du-Prince-Édouard (-1,2 %), et l’Ontario (-1,0 %). En Alberta, les différences s’observaient principalement pour 2012 et une partie de 2013, et il y avait peu de variation en décembre 2014 (-0,1 %).
Le changement de base démographique de référence et la mise à jour de la stratégie d’imputation ont eu tous deux une incidence sur les niveaux d’emploi selon le secteur d’activité et la catégorie de travailleurs (graphiques 12, 13, 14). En particulier, la comparaison des données révisées et non révisées révèle un mouvement général à la baisse du nombre de travailleurs en emploi dans des secteurs tels que les services d’enseignement, les administrations publiques, les services professionnels, scientifiques et techniques, la finance et les assurances, et les services immobiliers et services de location et de location à bail. Parallèlement, un mouvement général à la hausse du nombre de personnes en emploi a eu lieu dans les secteurs de la construction, des services d’hébergement et de restauration, et des « autres services ».
En ce qui concerne les estimations par catégorie de travailleurs, un mouvement général à la baisse a été observé pour les nombre d’employés du secteur public. Le nombre d’employés du secteur privé a peu varié et le nombre de travailleurs autonomes a affiché un mouvement général à la hausse (graphique 15).
7.0 Le marché du travail en 2014
L’examen des moyennes annuelles pour 2014 (tableaux 1 et 2) montre que les niveaux d’emploi révisés sont plus bas que les niveaux non révisés. Cela tient au fait que la série non révisée était surestimée pour les personnes de 25 à 54 ans, surtout les hommes. En 2014, les niveaux d’emploi révisés étaient inférieurs aux niveaux non révisés, de 1,2 % pour les hommes du principal groupe d’âge actif et de 0,3 % pour les femmes de ce même groupe d’âge.
Par ailleurs, les estimations non révisées de l’emploi étaient sous-estimées pour les jeunes travailleurs et les travailleurs plus âgés. Pour 2014, les estimations révisées étaient plus élevées que les estimations non révisées de 1,0 % dans le cas des jeunes et de 0,2 % pour les personnes de 55 ans et plus.
L’emploi à temps plein a été révisé à la baisse en 2014 (-0,6 %), tandis que l’emploi à temps partiel a été révisé à la hausse (+0,5 %). La révision à la baisse de l’emploi à temps plein était principalement pour les hommes du principal groupe d’âge actif (-1,2 %), mais une légère révision à la baisse a également eu lieu pour les femmes de ce groupe d’âge (-0,3 %). L’emploi à temps partiel a été révisé à la hausse pour les jeunes de 15 à 24 ans (+1,6 %) et pour les personnes de 55 ans et plus (+1,5 %).
Les niveaux du chômage ont fait l’objet d’une légère révision à la hausse en 2014 (+0,3 %), principalement en raison du chômage des jeunes, qui a été révisé à la hausse de 2,2 %. Les niveaux de chômage chez les travailleurs de 55 ans et plus et ceux du principal groupe d’âge actif ont été révisés à la baisse (-1,0 % et -0,4 %, respectivement).
Les taux nationaux révisés d’emploi, de chômage et d’activité ont peu varié comparativement aux taux non révisés en 2014. À l’échelle provinciale, les taux d’activité et d’emploi étaient légèrement plus élevés que les taux non révisés pour Terre-Neuve-et-Labrador, l’Île-du-Prince-Édouard et le Nouveau-Brunswick. Pour les provinces centrales et de l’Ouest, les taux d’activité et d’emploi révisés étaient légèrement plus bas, de 0,1 à 0,2 point de pourcentage, que les taux non révisés (Tableaux 3 et 4).
Les tableaux 5 et 6 montrent que les principaux secteurs de croissance de l’emploi de 2001 à 2014 (à partir de 2006 pour le statut d’immigrant), ainsi que la part de l’emploi en 2014 selon l’âge, le sexe et le statut d’immigrant ont peu varié entre les estimations révisées et non révisées.
Comme il est mentionné à la section 6, le changement de base démographique de référence ainsi que la mise à jour de la stratégie d’imputation ont eu une incidence sur les niveaux de l’emploi selon le secteur d’activité et la catégorie de travailleurs. Alors que la croissance révisée de l’emploi de 2001 à 2014 diffère quelque peu pour certains secteurs et selon la catégorie de travailleurs (surtout les employés secteur public) (tableau 5), les parts révisées et non révisées de l’emploi en 2014 ont connu peu de variation (tableau 6).
En outre, malgré peu de variation entre la part révisée et la part non révisée de l’emploi selon le plus haut niveau de scolarité en 2014, la croissance révisée de l’emploi de 2001 à 2014 chez les personnes ayant fait des études universitaires était légèrement inférieure à la valeur non révisée (62,1 % c. 64,8 %).
8.0 Les territoires
Les estimations pour le Yukon, les Territoires du Nord-Ouest et le Nunavut ont également été ajustées afin de refléter les chiffres de population du Recensement de la population de 2011. Les estimations ont été révisées rétroactivement jusqu’à 2001 pour le Yukon et les Territoires du Nord-Ouest, et jusqu’à 2004 pour le Nunavut.
Pour le Yukon ainsi que les Territoires du Nord-Ouest, les estimations de population ont été révisées légèrement à la baisse de 2001 à 2010, et légèrement à la hausse de 2011 à 2014. Pour le Nunavut, les estimations de population fondées sur la nouvelle base de référence étaient plus élevées que les estimations antérieures pour la période de 2008 à 2014.
Les estimations annuelles moyennes révisées de l’emploi en 2014 pour le Yukon et le Nunavut étaient inchangées comparativement aux estimations non révisées. Dans les Territoires du Nord-Ouest, les estimations révisées de l’emploi en 2014 étaient 0,5 % plus élevées que les estimations non révisées (tableau 7).
Il y avait peu de variation entre les nouvelles et les anciennes estimations des niveaux de chômage pour les trois territoires en 2014. Toutefois, le taux de chômage révisé était supérieur de 0,6 point de pourcentage à l’ancien taux pour le Nunavut et inférieur de 0,2 point de pourcentage pour les Territoires du Nord-Ouest.
Parallèlement, les taux d’activité et d’emploi révisés étaient plus élevés que les taux non révisés pour les Territoires du Nord-Ouest, tandis qu’ils étaient plus bas pour le Nunavut et le Yukon.
9.0 Estimations pour les populations Autochtones
Les pondérations appliquées à la population autochtone en âge de travailler vivant hors réserve ont également été mises à jour afin de refléter les changements démographiques. Comme il est mentionné dans la publication intitulée Les peuples autochtones au Canada : Premières Nations, Métis et Inuit diffusée le 8 mai 2013, la population autochtone a augmenté à un rythme presque quatre fois plus élevé que la population non autochtone de 2006 à 2011. Les deux principaux facteurs expliquant cette croissance de la population autochtone sont une fécondité élevée et le fait qu’un plus grand nombre de personnes s’identifient comme étant Autochtones.
L’estimation révisée de la population en âge de travailler selon l’EPA pour la population autochtone vivant hors réserve en 2014 excédait de 22 % (+155 000) l’ancienne estimation. Les estimations démographiques révisées étaient plus élevées que les anciennes estimations pour trois groupes autochtones, à savoir les Premières Nations, les Métis et les Inuits. À l’échelle provinciale, les estimations révisées de la population autochtone étaient plus élevées que les estimations non révisées dans toutes les provinces, mais surtout au Québec, dans la Région atlantique, en Colombie-Britannique et en Ontario (tableau 7).
Comme pour la plupart des autres groupes démographiques, il y avait peu de différence entre les taux de chômage révisés et non révisés pour la population autochtone. Par contre, les taux d’activité et d’emploi révisés étaient généralement plus bas que les taux non révisés selon l’identité autochtone et la province.
10.0 Mise à jour de la méthode de désaisonnalisation des séries d’estimations des heures effectivement travaillées
La méthode de désaisonnalisation des séries d’estimations des heures effectivement travaillées a été améliorée afin de mieux tenir compte des heures perdues par les travailleurs autonomes en raison de congés durant la semaine de référence. Toutes les séries d’estimations des heures effectivement travaillés ont été révisées rétroactivement au début de la série en tenant compte de cette nouvelle méthodologie.
Toutes les séries désaisonnalisées des heures effectivement travaillées sont ajustées pour tenir compte de l’emplacement de la semaine de référence, car il varie d’une année à l’autre. Un ajustement est également effectué afin de tenir compte des congés qui surviennent durant les semaines de référence. Les congés qui tombent parfois durant la semaine de référence comprennent le Jour de la famille, la semaine de relâche de mars pour certaines provinces, le vendredi et le lundi de Pâques, l’Action de grâce et le Jour du souvenir.
Cet ajustement est calculé en se basant sur le nombre d’heures perdues à cause des congés déclarés par les répondants de l’Enquête sur la population active, sauf dans le cas des travailleurs autonomes. Comme les heures perdues à cause de congés ne sont pas déclarées pour les travailleurs autonomes, un modèle est utilisé pour estimer et éliminer les fluctuations systématiques attribuables aux congés qui ont lieu durant les semaines de référence. Ce modèle est fondé sur une régression spéciale des séries chronologiques de façon similaire à l’ajustement pour l’effet de calendrier effectué pour l’emplacement de la semaine de référence.
Afin de mieux refléter les heures effectivement travaillées par les travailleurs autonomes, la série d’estimations désaisonnalisées du nombre total d’heures effectivement travaillées sera maintenant calculée en additionnant trois catégories désaisonnalisées de travailleurs (employés du secteur public, employés du secteur privé et travailleurs autonomes). Les séries provinciales seront modifiées légèrement afin qu’elles concordent avec cette estimation désaisonnalisée améliorée du nombre total d’heures effectivement travaillées.
Auparavant, la série d’estimations du nombre total d’heures effectivement travaillées était désaisonnalisée directement. Pour plus de renseignements sur la désaisonnalisation directe et indirecte, veuillez consulter les Lignes directrices concernant la qualité de Statistique Canada relatives à Désaisonnalisation et l’estimation de la tendance-cycle.
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