Réforme de l'assurance emploi de 2012 et mobilité des travailleurs saisonniers vers les emplois permanents

Réforme de l’assurance emploi de 2012 et mobilité des

travailleurs saisonniers vers les emplois permanents

Mémoire

Siriki Dera

Maîtrise en économie

Maître ès arts (M.A.)

Québec, Canada

Réforme de l’assurance emploi de 2012 et mobilité des

travailleurs saisonniers vers les emplois permanents

Mémoire

Siriki Dera

Sous la direction de:

Bernard Fortin, directeur de recherche Marion Goussé, codirectrice de recherche

Résumé

Le régime d’assurance emploi canadien a connu plusieurs réformes dont la dernière en date est celle de 2012 considérée comme l’une des plus contraignantes. Les travailleurs saisonniers seraient une des catégories de travailleurs les plus touchés par la réforme au regard des nouvelles conditions du régime et de la fréquence de recours de ces travailleurs aux prestations. Dans ce mémoire, nous utilisons un modèle de régression par la méthode des différences en différences afin de simuler l’effet positif de cette réforme sur la mobilité des travailleurs saisonniers vers les emplois permanents. Les résultats obtenus suggèrent que cette politique publique a un effet positif sur la mobilité des travailleurs saisonniers vers les emplois permanents même si cet impact semble être faible étant donné la courte période de l’étude.

Table des matières

Résumé iii

Table des matières iv

Liste des tableaux v

Table des figures vi

Remerciements viii

Introduction 1

1 Revue de la littérature 4

1.1 Quelques études réalisées . . . 4

1.2 La réforme d’assurance emploi de 2012 du Canada . . . 10

1.3 Le travail saisonnier au Canada . . . 13

2 Méthodologie 17

2.1 Evaluation de réforme . . . 17

2.2 Méthode de double différence . . . 18

2.3 Moindres carrés ordinaires (MCO) et Probit . . . 19

3 Spécification du modèle 20

3.1 Présentation des données . . . 20

3.2 Présentation des variables . . . 21

3.3 Le modèle . . . 29

4 Résultats et analyse de robustesse 33

4.1 Résultats. . . 33

4.2 Robustesse . . . 37

Conclusion 42

Bibliographie 44

Liste des tableaux

3.1 Décomposition de la variable dépendante selon les groupes . . . 23

3.2 Décomposition de la variable dépendante selon le genre et par groupe . . . 23

3.3 Décomposition de la variable dépendante du groupe canadien selon le genre 24 3.4 Décomposition de la variable dépendante du groupe américain selon le genre 24 3.5 Décomposition de la variable dépendante du groupe canadien selon l’âge. . . 26

3.6 Décomposition de la variable dépendante du groupe américain selon l’âge. . . 26

3.7 Décomposition de la variable dépendante du groupe canadien selon le ni-veau de scolarité. . . 27

3.8 Décomposition de la variable dépendante du groupe américain selon le ni-veau de scolarité. . . 28

4.1 Résultats de l’estimation du modèle MCO . . . 36

4.2 Résultats de l’estimation du modèle MCO MCP et probit . . . 39

4.3 Résultats de l’estimation du modèle MCO et MCP avec les groupes placebo . . . 41

B.1 Décomposition de la variable dépendante selon l’âge du groupe canadien . 47 B.2 Décomposition de la variable dépendante selon l’âge du groupe américain . 48 B.3 Décomposition de la variable dépendante selon le niveau de scolarité du groupe canadien. . . 48

B.4 Décomposition de la variable dependante selon le niveau de scolarité du groupe américain . . . 48

Table des figures

1.1 Evolution de la proportion des prestataires d’assurance emploi par

catégo-ries . . . 12

1.2 Evolution de la proportion des travailleurs saisonniers par rapport aux

pres-tataires réguliers . . . 14

1.3 Evolution de la proportion des prestataires d’assurance emploi par

A mes parents, mes enfants, mon épouse, mes frères et soeurs.

Remerciements

Je désire prendre ces quelques lignes afin de remercier les personnes qui ont contribué d’une façon ou d’une autre à ce mémoire. Tout d’abord, je tiens à exprimer mes plus sincères remerciements à mes co-directeurs de mémoire, Monsieur Bernard Fortin et Madame Marion Goussé pour leurs conseils avisés ainsi que leur implication dans la réalisation de ce mémoire. Mes remerciements vont également à l’endroit de Monsieur Gérard Bélanger pour sa contribution à l’amélioration du document et de tous ceux qui m’ont soutenu techniquement et moralement tout au long de ce travail.

Introduction

Le travail saisonnier est depuis longtemps un aspect important du marché de travail des pays industrialisés, notamment les pays nordiques qui connaissent une fluctuation saison-nière importante. Malgré la tendance à la baisse depuis les années 1970, la question du travail saisonnier n’a cessé de préoccuper les gouvernements de ces pays.

Au Canada, l’importance du travail saisonnier est beaucoup plus remarquable du fait de son important secteur de ressources et de son climat qui figure parmi les plus variés au monde. La variation saisonnière de l’emploi est deux fois plus élevée au Canada qu’elle ne l’est aux États-Unis (Rydzewski et collab., 1993). En outre, le Canada demeure très dépendant du travail saisonnier et compte plus de travailleurs saisonniers par rapport à d’autres pays nordiques avec un climat similaire à la Finlande, la Suède, le Danemark, l’Islande et la Norvège (Grady et Kapsalis,2002).

À la suite de leur mise à pieds, les travailleurs saisonniers ont pour la plupart recours aux prestations d’assurance emploi et cela, soit par choix, soit parce qu’ils n’ont pas la pos-sibilité d’obtenir un emploi pendant la période de leur mise à pieds et deviennent le plus souvent dépendants des prestations. En effet, près de 60% des interruptions saisonnières d’emploi ont mené au recours à la prestations d’assurance emploi (De Raaf et collab.,

2003). Le recours fréquent au régime accusait une tendance à la hausse de 25,9% de 1982 à 1990 de la part représentée par l’ensemble des demandes (Wesa,1995).

Aussi, en 2011-2012 la cotisation au titre de l’assurance emploi était de 18 938,3 millions $ avec des prestations de 19 677,3 millions $, soit un solde négatif de 550,8 millions $. En 2010-1011, ce solde était également négatif et se chiffrait à 2 461,7 millions $.1 Pour faire

face à cette situation, plusieurs réformes ont été apportées au régime d’assurance emploi canadien depuis sa création en 1940. Parmi les plus importantes, nous peuvons citer la réforme de 1996 et de 2012. la réforme de 1996 constitue un moment décisif concernant les réformes de l’assurance chômage. C’est la fin de l’universalité en tant que philosophie de base. Pour le gouvernement de l’époque, le régime est trop généreux, n’incitant pas suffisamment les chômeurs et chômeuses à réintégrer le marché du travail. L’assurance-chômage devient l’assurance-emploi. Quant à la réforme de 2012 ( projet de loi-C38), la dernière d’une série de réformes ayant ponctué l’histoire du régime depuis son instaura-tion, elle fut adoptée en juin 2012 et est entrée en vigueur en janvier 2013. Dans cette réforme, les conditions qui permettent de recevoir des indemnités sont plus difficiles à satisfaire. La période pendant laquelle le chômeur peut les recevoir est plus courte et la valeur maximale de l’indemnité hebdomadaire est réduite. Tout comme la réforme de 1996, cette dernière visait probablement à réduire l’incitation à la dépendance des prestataires réguliers de l’assurance emploi, notamment les travailleurs saisonniers qui représentent une proportion importante de cette catégorie de prestataires. Observons qu’environ 27% des demandes de chômage présentées au Canada est le fait de travailleurs saisonniers. Ces travailleurs sont surtout concentrés dans l’Est du Canada, représentant 34% des presta-taires d’assurance-emploi au Québec, 46% au Nouveau-Brunswick, 51% à Terre-Neuve, alors qu’ils ne sont que 19% en Ontario, 14% en Colombie-Britannique et 9% en Alberta. Observons que par le nombre, ils sont surtout au Québec : 40% de toutes les demandes de chômage présentées au Canada par des travailleurs et des travailleuses de l’industrie saisonnière sont au Québec2_.

Au regard des nouvelles conditions du régime adopté en 2012, on pourrait s’entendre à ce que les prestataires saisonniers soient incités à accepter n’importe quel travail pendant la période de mise à pieds ou à transiter vers les emplois permanents afin de réduire leur dépendance aux prestations d’assurance emploi.

La présente étude s’intéresse aux effets de cette réforme de 2012 et cherche à répondre à la question suivante : la réforme de 2012 a-t-elle eu un effet positif sur la mobilité des travailleurs saisonniers vers les emplois permanents ?

Plusieurs études ont traité l’effet des programmes d’assurance emploi, mais n’ont pas

abordé spécifiquement le cas de la mobilité des travailleurs saisonniers vers les emplois stables. Autrement dit, cette question spécifique n’a pas été explicitement traitée dans la littérature. Notre contribution serait d’apporter des réponses à cette problématique en mettant en place une méthodologie afin de mesurer l’effet des politiques d’assurance emploi et particulièrement celle du Canada.

Pour une meilleure structure du mémoire, dans un premier chapitre nous présenterons la revue de la littérature. Le deuxième chapitre sera consacré à la méthodologie. Ensuite, nous spécifierons le modèle économétrique dans un troisième chapitre. Enfin, le dernier chapitre sera consacré à la présentation des résultats. Nous concluons dans le dernier cha-pitre.

Chapitre 1

Revue de la littérature

1.1

Quelques études réalisées

La revue de la littérature que nous avons effectuée fait état de deux points essentiels. Elle s’intéresse d’une part aux études sur le travail saisonnier et d’autre part aux effets des programmes d’assurance emploi.

La littérature met en évidence trois niveaux de préoccupations relativement à l’emploi saisonnier. Elle s’intéresse à la mesure du phénomène proprement dit, à ses déterminants (facteurs sous-jacents au phénomène), puis dans une moindre mesure aux considérations de politiques publiques et à la relation entre l’emploi saisonnier et l’assurance emploi. La plupart des travaux sur l’emploi saisonnier que nous avons consultés soutiennent que le phénomène connaît un déclin depuis les années 1970. En particulier, on note une baisse, que ce soit au Canada, aux États-Unis, dans les pays nordiques ou de l’Europe conti-nentale, au point que l’on a assisté, du moins dans ces pays, à un déplacement de la problématique du chômage saisonnier dans les dernières décennies du siècle dernier vers une problématique de pénuries de main-d’oeuvre dans un marché du travail vieillissant. Cela fait suite au vieillessement de la population (Rydzewski et collab., 1993; Grady et Kapsalis, 2002; Sharpe et Smith, 2005).

En plus de la mesure de l’emploi saisonnier, les chercheurs se sont intéressés aux déter-minants de la variation saisonnière de l’emploi afin d’expliquer la baisse observée. A ce sujet, on peut résumer l’essentiel de la baisse de la variation saisonnière de l’emploi par

les facteurs suivants : le déclin de certaines activités économiques par rapport au PIB ; les changements technologiques et la diminution de la part des jeunes dans le marché du travail. En parallèle, la montée du secteur des services dans l’économie où l’emploi est davantage annuel (Les services publics, le tourisme, etc.) a contribué d’autant à ré-duire l’importance du travail saisonnier. Cela est vrai au Canada comme dans les autres pays industrialisés (Marshall, 1999;Sharpe et Smith, 2005;De Raaf et collab., 2003). Ce-pendant, aucune étude recensée n’a établi la contribution quantitative de chacun de ces déterminants à la baisse observée du travail saisonnier.

Enfin, en observant les aspects démographiques de la variation saisonnière de l’emploi dont la forte prépondérance chez les jeunes, notamment ceux fréquentant les milieux scolaires, on comprendra que leur période d’activité sur le marché du travail ait une dimension sai-sonnière importante. Or, la part respective des jeunes dans la population active a décliné substantiellement sous l’effet du vieillissement observé dans les pays industrialisés d’où un effet sur la baisse de l’emploi saisonnier dans l’emploi total (Rydzewski et collab., 1993;

Marshall,1999;Grady et Kapsalis,2002; Sharpe et Smith, 2005).

Une autre préoccupation des chercheurs porte sur les effets de la variation saisonnière et les politiques publiques. C’est le cas de Sharpe et Smith (2005) qui définissent les poli-tiques possibles suivantes : chercher à accroître (via des mesures financières incitatives ou des programmes de formation)la mobilité des travailleurs vers les régions où l’emploi est plus stable annuellement ; accepter la variation saisonnière de l’emploi comme phénomène et simplement supporter le revenu de la main-d’oeuvre affectée par l’assurance-emploi. Cette dernière politique semble être la plus visée, notamment au Canada avec les réformes d’assurance emploi entreprises dans ces dernières années. Il faudrait noter que cette ap-proche peut être bénéfique tant pour la main-d’oeuvre (stabilisation de ses revenus) que les employeurs (assurance d’un bassin de main-d’oeuvre et externalisation des coûts du chômage) dans des régions données en particulier. Par ailleurs, elles ne contribuent pas à solutionner le problème à long terme. On peut chercher à étendre la durée des emplois (extension des activités économiques) sur une plage se rapprochant le plus d’une durée annuelle et même à conserver en emploi la main-d’oeuvre pour de la formation lors des périodes moins actives. Des incitatifs gouvernementaux sont probablement nécessaires à cet effet. On peut créer des emplois soit annuels soit saisonniers mais complémentaires aux emplois saisonniers existants à travers une stratégie de développement économique.

Il s’agit de mettre en place un régime périphérique.

La deuxième partie de la revue de littérature porte sur les travaux réalisés sur les effets des programmes d’assurance emploi.

Kyyrä(2010) a analysé le cas finlandais où les chômeurs qui cherchent un emploi à temps plein, mais qui acceptent un travail à temps partiel ou temporaire peuvent être admis-sibles à des prestations de chômage. Les effets de cette mesure sont positifs selon l’auteur, car les résultats montrent que les emplois à court terme et à temps partiel combinés à des prestations partielles permettent d’accélérer le processus de sortie du chômage, donc la transition vers l’emploi permanent. Ces résultats confirment ceux de De Graaf-Zijl et collab. (2011), qui soutiennent que l’emploi temporaire est un tremplin vers l’emploi permanent pour les chômeurs. Cette étude est très intéressante dans la mesure où elle se rapproche de notre problématique, sauf qu’elle ne traite pas le cas spécifique des tra-vailleurs saisonniers.

Kuhn et Riddell(2006) se sont intéressés aux effets de long-terme d’un programme géné-reux de soutien du revenu en se basant sur le nombre de semaines travaillées, et ce, grâce à une expérience naturelle basée sur des politiques d’assurance emploi produite dans deux zones similaires, Nouveau Brunswick (Canada) et du Maine (USA). L’étude a porté sur des données de recensement collectées sur un demi-siècle allant de 1940 à 1991. Les résul-tats obtenus montrent que l’assurance emploi a eu des effets remarquables au Nouveau Brunswick. Parmi ces résultats, on peut retenir qu’environ 6% des hommes employés à Maine ont travaillé moins de 26 semaines, tandis qu’au Nouveau Brunswick, ce chiffre représentait plus de 20%. L’étude a concerné une période ou l’assurance emploi était plus généreuse. Notre étude diffère de cette dernière par le fait que nous nous intéressons à une période ou les politiques d’assurance emploi au Canada deviennent moins généreuses et visent plutôt à réduire la dépendance aux prestations d’assurance emploi. De plus, nous ne considérons pas l’effet global de la réforme sur une longue période, mais un cas particulier de celui sur une courte période, à savoir l’effet sur la mobilité des travailleurs saisonniers vers les travailleurs permanents.

pro-gramme d’assurance chômage entre le Canada et d’autres pays nordiques (la Finlande, la Suède, le Danemark, l’Islande et la Norvège), notent que les pays nordiques ont des régimes d’assurance-emploi plus généreux que celui du Canada envers les travailleurs sai-sonniers. Parallèlement, ceux-ci sont généralement plus contraignants pour ce qui est de la participation à des mesures de formation ou de recherche d’emploi. Ces régimes nordiques sont qualifiés de plus généreux mais moins passifs à l’égard des travailleurs saisonniers. Cela pourrait s’expliquer par le fait que d’autres aspects du système assurance emploi compensent cette générosité. Bien que notre étude ne vise pas à faire une analyse compa-rative des réformes, ces résultats ont une portée significative, car ils nous renseignent sur l’efficacité des programmes nordiques par rapport à celui du Canada, toute chose utile pour la suite de nos travaux.

Green et Sargent (1998) utilise les variations individuelles et régionales dans les para-mètres du programme d’assurance chômage pour calibrer l’impact des effets d’incitation du programme sur la durée des emplois. Ce faisant, ils distinguent les emplois saisonniers des emplois non saisonniers. Ils découvrent qu’il y a corrélation entre les effets d’incitation et la durée des emplois dans le cas des emplois saisonniers, mais non dans le cas des em-plois non saisonniers. Même pour les emem-plois saisonniers, un ajustement des paramètres du programme a des effets faibles sur la durée moyenne du travail sauf dans les régions à fort taux de chômage. Un accroissement dans les conditions de qualification à l’entrée du programme tend à allonger la durée de l’emploi mais aussi à créer davantage d’emploi à court terme. Les auteurs se sont intéressés à la durée de l’emploi des travailleurs saison-niers. Cette étude ne permet pas d’appréhender directement les effets sur la dépendance au régime, encore moins la transition vers les emplois stables.

De Raaf et collab. (2003) ont fait une analyse de la relation entre le travail saisonnier et l’utilisation de l’assurance emploi au Canada. Il ressort des conclusions de leurs tra-vaux que les travailleurs saisonniers continuent de constituer une proportion importante et croissante des prestataires d’assurance emploi malgré la baisse générale de la propor-tion de prestataires fréquents de 1999-2000 à 2000-2001. Une des raisons à l’origine de la proportion croissante de travailleurs saisonniers parmi les prestataires d’assurance emploi, peut être que le passage, en 1996, d’un système fondé sur les semaines à un système fondé sur les heures pour déterminer l’admissibilité a eu un effet positif sur l’admissibilité à l’assurance emploi et sur les prestations touchées. En fait, les réformes ont donné lieu à

une hausse minime de l’admissibilité et à une augmentation de 1,6 semaine de la durée des prestations pour les prestataires saisonniers. Les travailleurs saisonniers qui dépendent le plus de l’assurance emploi font face à des obstacles importants pour obtenir des em-plois non saisonniers. Ils sont plus âgés, moins scolarisés et vivent dans des régions où les débouchés d’emploi sont les plus médiocres. Ces caractéristiques peuvent constituer une contrainte à la mobilité. L’étude a permis de dégager les enjeux autour de la relation assurance emploi-travailleurs saisonnier, mais elle n’a pas abordé l’impact sur la mobilité de ces travailleurs. Cependant, ses résultats nous ont permis de comprendre certains effets.

Card et Levine(1994) se sont intéressés aux effets de l’experience-rating , aux Etats Unis, sur le taux de mise à pieds temporaire des travailleurs saisonniers. Grâce aux données pro-venant des enquêtes sur la population active et du taux d’imposition de l’assurance em-ploi,les auteurs ont pu estimer ces effets sur la période 1979-1987. Les résultats montrent qu’il y a un effet substantiel de l’"experience-rating" sur la probabilité de mise à pieds temporaires ou en période de dépression saisonnières (d’environ 1,0 point de pourcentage, soit environ 50%), mais que l’effet est relativement plus faible en période d’expansion ou de pic saisonnier. Les probabilités de cessation d’emploi des travailleurs saisonniers ont été également en baisse avant leurs semaines d’atteinte de la norme d’admissibilité.

Shen (2007), dans une étude sur les impacts de la couverture d’assurance chômage sur la durée d’emploi et le chômage, l’auteur a utilisé des données de panel canadien avant et après la réforme de 1996 et des modèles de durée prolongée pour obtenir les résultats. Ces résultats montrent que les probabilités de réemploi des travailleurs non saisonniers et sai-sonniers baissent lorsqu’ils ont encore une certaine couverture de prestation d’assurance chômage et les probabilités de cessation d’emploi des travailleurs saisonniers baissent éga-lement avant l’atteinte du nombre de semaines de la norme d’admissibilité. En outre, sur la base de l’estimation des coefficients des modèles de durée, les simulations suggèrent que l’assurance chômage augmente le taux de chômage de 2% et 5% respectivement dans les secteurs non-saisonniers et saisonniers. Cette étude se rapproche de la nôtre également, en ce sens qu’elle aborde le sujet sur l’assurance emploi et les travailleurs saisonniers. Cependant, elle n’aborde que l’effet de la réforme sur la durée de l’emploi et l’approche méthodologique utilisée qui est « before after ». Notre étude viendra en complément, en abordant l’influence sur la transition vers les emplois permanents avec un modèle basé sur l’approche des « différences en différences ».

Meyer et Rosenbaum(1996) ont examiné le recours répété à l’assurance emploi aux Etats Unis. Ils ont utilisé des données de panels sur 5 années (juillet 1979 à juin 1984) de cinq États américains (Georgia Idaho, Missouri, Pennsylvanie et Washington). L’analyse des données leur a permis de dégager plusieurs conclusions. Ils trouvent que les bénéficiaires qui font recours de façon répétée à l’assurance chômage sont plus concentrés au niveau des industries saisonnières et sont mises à pied régulièrement. Contrairement à ce que l’on pourrait penser, les résultats montrent que, ceux qui ont un recours fréquent à l’assurance emploi ont tendance à avoir de bons emplois, mais certains préféreraient être mis à pieds afin de recevoir des prestations sur une partie de l’année. Aussi, ceux qui sont avancés en âge et les travailleurs qui ont un faible niveau d’éducation ont un recours fréquent aux prestations. Par contre ceux qui ont un emploi de mauvaise qualité sont moins susceptibles aux recours fréquents.

De Graaf-Zijl et collab.(2011) ont cherché à déterminer si le travail temporaire augmente le taux de passage à un travail permanent. Grâce à des données d’enquêtes longitudinales d’individus qui leur ont permis d’estimer un modèle de durée multi-état, ils parviennent aux résultats que le taux de sortie du travail temporaire, devient plus élevé que le taux de sortie du chômage au bout de 1,5 an en emploi temporaire. Cependant l’approche méthodologique diffère sur plusieurs points. En effet, nous utilisons, non seulement une méthodologie différente basée sur l’approche des « différences en différences », mais aussi, notre étude porte sur un seul pays et sur une réforme bien précise.

La revue de littérature nous a permis de dégager les volets abordés par les études déjà réalisées relativement à notre sujet de recherche. Ces études ont traité la question du travail saisonnier et les effets des programmes d’assurance emploi. Nous pouvons donc noter que cette littérature a mis en évidence trois types de préoccupations relativement à l’emploi saisonnier, à savoir la mesure du phénomène, ces déterminants, puis dans une moindre mesure les considérations politiques publiques y relatives. Quant aux effets des programmes d’assurance sur les travailleurs saisonniers, la littérature a abordé essentiel-lement les effets des programmes sur la durée de l’emploi saisonnier, la sortie du chômage saisonnier, la sortie du chômage vers les emplois saisonniers,etc. Au regard des résultats des études présentées, nous retenons que de façon générale, les politiques d’assurance em-ploi sont des moyens efficaces pour lutter contre le chômage saisonnier ou temporaire.

Cependant, dans certains cas, la générosité de ce genre de politique peut conduire à des effets contraires. Nous concluons que la question principale de l’influence des programmes d’assurance emploi sur la mobilité des travailleurs saisonniers vers les emplois permanent n’a pas été explicitement traitée.

1.2

La réforme d’assurance emploi de 2012 du Canada

La réforme d’assurance emploi de 2012 (projet de loi C-38), la dernière en date, a été adop-tée en juin et entrée en vigueur précisément le 6 janvier 2013. Cette réforme a apporté plusieurs changements au Régime d’assurance-emploi, entre autres, la catégorisation des prestataires incluant une redéfinition de l’emploi convenable, des temps de déplacement acceptables et des démarches raisonnables de recherche d’emploi ; le calcul des prestations ; les gains permis pendant la réception de prestations ; la fin du projet pilote des cinq se-maines supplémentaires ; le traitement des plaintes, etc. L’un des changements majeurs la création de trois catégories de prestataires : travailleur de longue date, prestataire fré-quent, prestataire occasionnel. À cette catégorisation est associée la notion nouvellement définie d’emploi convenable . Un prestataire doit prouver qu’il est disponible et incapable d’obtenir un emploi convenable, qu’il postule à tout emploi convenable et qu’il accepte un tel emploi, qu’il tire parti de toute possibilité d’emploi convenable et qu’il entreprend toutes les démarches raisonnables et habituelles afin d’obtenir un emploi convenable.1_.

Ainsi, le Canada se démarque des autres pays par l’établissement de catégories de presta-taires à qui on impose des conditions différenciées au regard de l’acceptation d’un emploi convenable. Aucun autre pays n’a de disposition comparable. Il serait important de pré-senter les différentes catégories et leurs caractéristiques2 :

Travailleurs de longue durée : les prestataires qui ont cotisé au régime d’assurance-emploi pendant au moins sept des dix dernières années et qui, au cours des cinq dernières années, ont touché des prestations régulières d’assurance-emploi ou des prestations de pêcheur pendant une période qui ne dépasse pas 35 semaines,soit moins de sept semaines par an-née. Plus la période où les travailleurs de longue date touchent des prestations est longue, plus ils devraient élargir leur recherche d’emploi. Toutefois, on accorderait aux travailleurs de longue date beaucoup plus de temps pour trouver un emploi dans leur domaine et à un

1. Service Canada, Guide de determination des conditions d’admissibilité, Chapitre 10, section 14 2. Commission national d’examen de l’assurance emploi, rapport 2013, p 30

salaire semblable (à partir de 90% de leur salaire horaire précédent). Après 18 semaines de prestations, les travailleurs de longue date devraient élargir leur recherche d’emploi pour englober des emplois semblables à leur emploi habituel et pour accepter un salaire à partir de 80% de leur salaire horaire précédent.

Prestataires fréquents : sont ceux qui au cours des cinq dernières années, ont présenté trois demandes ou plus de prestations régulières ou de pêcheurs et ont touché des prestations pendant plus de 60 semaines. Les prestataires fréquents devraient élargir leur recherche d’emploi pour englober des emplois semblables à leur emploi habituel dès le début de leurs prestations d’assurance-emploi (1 à 6 semaines) et accepter un salaire à partir de 80% de leur salaire horaire précédent. Après sept semaines de prestations, ils devraient accepter tout travail pour lequel ils sont qualifiés (avec une formation en milieu de travail au besoin) et accepter un salaire à partir de 70% de leur salaire horaire précédent.

Prestataires occasionnels : est considéré comme prestaire occasionnel le prestataire qui n’est ni travailleur de longue date ni un prestataire fréquent. Les prestataires dans cette catégorie auraient le droit de limiter leur recherche d’emploi à leur domaine profession-nel habituel et leur salaire habituel (au moins 90% de leur salaire horaire précédent) pendant les six premières semaines de prestations. Après sept semaines de prestations, ils devraient élargir leur recherche d’emploi pour englober des emplois semblables à leur emploi habituel et accepter un salaire à partir de 80% de leur salaire horaire précédent. Après 18 semaines de prestations, ils devraient élargir encore leur recherche d’emploi afin d’inclure tout travail pour lequel ils sont qualifiés (avec une formation en milieu de travail au besoin) et accepter un salaire à partir de 70% de leur salaire horaire précédent, mais au-dessus du salaire minimum en vigueur.

Le graphique 1.1 présente l’évolution de la proportion des prestataires d’assurance emploi par catégories de 2008-2009 à 2013-2014 tel que prévu dans la loi sur le régime.

Figure 1.1 – Evolution de la proportion des prestataires d’assurance emploi par catégories

Source : EDSC, données administratives de l’assurance emploi

En considérant l’ensemble des 6 périodes, nous constatons que les prestataires occasion-nels représentent la plus grande proportion de l’ensemble des demandes de prestations régulières. Cependant, la proportion de cette catégorie de prestataires s’est accrue d’en-viron 3 points de pourcentage de 2008-2009 à 2010-2011 avec une chute de 2,1 points de pourcentage en 2011-2012. Cette baisse est suivie d’une hausse qui atteint 3,3 points de pourcentage en 2013-2014. Quant à la proportion des travailleurs de longue date dans l’ensemble des demandes régulières, nous constatons une chute de 7,6 points de pourcen-tage entre 2008-2009 et 2010-2011. Cette baisse est suivie d’une légère hausse de 1,6 point de pourcentage en 2011-2012 et d’une chute de 2,3 points de pourcentage en 2012-2013 pour se stabiliser en 2013-2014. Par contre, la proportion des prestataires fréquents s’est accrue de 4,8 points de pourcentage entre 2008-2009 à 2012-2013 pour ensuite diminuer de 2,1 points de pourcentage en 2013-2014. Toute chose qui laisse croire que la réforme a influencé le comportement des prestataires fréquents vis-à-vis de la demande de l’assu-rance emploi.

1.3

Le travail saisonnier au Canada

1.3.1

Les caractéristiques du travailleurs saisonniers

l’Enquête sur la Population Active (EPA) définit un travailleur saisonnier comme « une personne qui travaille dans une industrie où le taux d’emploi augmente et diminue au gré des saisons ».

Quant à L’ECAE ( l’Enquête sur la couverture de l’assurance-emploi), les travailleurs saisonniers sont des personnes occupant un emploi rémunéré non permanent qui est tem-poraire, de durée déterminée, contractuel ou occasionnel, ou tout autre emploi non per-manent (à l’exception des emplois saisonniers). Ces chômeurs ne sont pas des travailleurs indépendants.

Le niveau la variation saisonnière est source d’importance du travail saisonnier au Canada dans plusieurs régions. Selon les données de l’Enquête sur la population active (EPA), il y avait 456 100 travailleurs saisonniers au Canada en 2012-2013, ce qui représente une baisse de 0,1% par rapport à 2011-2012. Les travailleurs saisonniers représentaient 22,5 % de tous les travailleurs temporaires et 3,1% de tous les salariés en 2012-2013. Depuis 2002-2003, le nombre de travailleurs saisonniers a augmenté, soit une hausse de 15,8%. Cependant, la proportion des travailleurs saisonniers par rapport à l’ensemble des tra-vailleurs temporaires est restée stable (entre 22 % et 24%) au cours de cette période. La proportion de travailleurs saisonniers sur l’ensemble des salariés est elle aussi demeurée stable depuis 2002-2003, autour de 3%.

Une étude réalisée par RHDCC,3 _{et mise à jour par RHDCC (2009) sur les travailleurs}

saisonniers a permis de constater qu’ils sont plus susceptibles d’être de sexe masculin, d’avoir un niveau de scolarité peu élevé et d’avoir moins de personnes à charge que les travailleurs en général. Ils sont également plus nombreux dans les provinces de l’Atlan-tique et dans les industries primaires.

Une autre étude réalisée par RHDCC (2012) sur le profil des travailleurs saisonniers en 2011 conclut que le nombre de travailleurs saisonniers a augmenté de façon constante et

plus rapidement que tous les autres types de salariés entre 1997 et 2011, que les travailleurs saisonniers vieillissent plus rapidement que l’ensemble des travailleurs canadiens et qu’ils se retrouvent plus fréquemment dans des entreprises comptant moins de 20 employés.

Ces résultats confirment ceux obtenus par De Raaf et collab. (2003) à savoir que les tra-vailleurs saisonniers à long terme étaient plus susceptibles d’être âgés, de sexe masculin, et moins scolarisés, et de vivre dans des régions où les taux de chômage sont élevés, avec un conjoint et dans les provinces de l’Atlantique ou au Québec.

1.3.2

Evolution des travailleurs saisonniers

Le graphique suivant présente l’évolution de la demande de prestation d’assurance emploi des travailleurs saisonniers par rapport à l’ensemble des prestataires réguliers4( voir gra-phique 1.2.

Figure 1.2 – Evolution de la proportion des travailleurs saisonniers par rapport aux prestataires réguliers

Source : EDSC, données administratives de l’assurance emplois

Les données administratives de l’assurance-emploi montrent que la proportion de de-mandes saisonnières présentées par des demandeurs de prestations régulières a connu dans l’ensemble une variation irrégulière. En effet, entre 2000-2001 et 2001-2002, nous observons une chute de cette proportion de 2 points de pourcentage. Par contre, elle s’est accrue de 1,2 point de pourcentage en 2002-2003 suivie d’une légère baisse en 2003-2004. De 2003-2004 à 2007-2008, nous observons une augmentation qui atteint 2,6 points de pourcentage et un déclin en 2008-2009, juste avant le début de la récession. Depuis cette période, nous notons une croissance de la proportion pour atteindre un taux de 31,9 %, soit une hausse de 6,8 points de pourcentage en 2013-2014. Cette augmentation serait due à une hausse du nombre de demandeurs saisonniers ou à une baisse de l’ensemble des prestataires fréquents. Selon le rapport de contrôle de l’assurance emploi 2013-2014, le nombre de nouvelles demandes de prestations d’assurance-emploi régulières présentées en 2013-2014 était de 1,33 million, une diminution de 2,3% (-30 970) par rapport à 1,36 million en 2012-2013. Le nombre de travailleurs saisonniers a connu une baisse de 6,3% se-lon l’enquête sur la population active. Malgré que tous les travailleurs saisonniers n’aient pas recours à la prestation, l’on peut s’attendre à une baisse graduelle du nombre de demandeurs suite à la baisse du nombre de travailleurs saisonniers qui pourrait être pro-bablement imputable à la réforme de 2012.

Il est intéressant de présenter également l’évolution de la proportion des prestataires d’as-surance emploi par catégories et par province en 2013-2014. Le graphique 1.3 ci-après nous montre cette évolution .

Figure 1.3 – Evolution de la proportion des prestataires d’assurance emploi par catégories et par province en 2013-2014

Source : EDSC, données administratives de l’assurance emplois

Le graphique montre que la composition des demandes de prestations d’assurance em-ploi régulières varie d’une province à l’autre. Ainsi, en 2013-2014, comparativement aux autres provinces, les provinces de l’Atlantique comptaient la plus grande proportion de prestataires fréquents et de prestataires de longue date. Par exemple, en 2013-2014, les prestataires fréquents représentaient 49,2% des demandeurs de prestations régulières dans les provinces de l’Atlantique, tandis qu’au Québec, en Ontario et dans les provinces de l’Ouest on enregistre respectivement 27,4 %, 13,2% et 13,0%. Dans les provinces de l’Atlan-tique, on trouve une grande proportion d’emplois dans les industries saisonnières comme la pêche, la foresterie, l’agriculture et le tourisme. C’est sans doute ce qui explique la forte proportion de prestataires fréquents dans cette partie du Canada5.

Chapitre 2

Méthodologie

2.1

Evaluation de réforme

Pour évaluer les politiques publiques, plusieurs méthodes empiriques sont possibles. On peut comparer la situation des bénéficiaires d’une réforme avec les non bénéficiaires. Ce-pendant cette méthode risque de donner des résultats biaisés par la présence d’effets de sélection. On peut également comparer la situation des bénéficiaires après la réforme à ce qu’elle était avant sa mise en place. Il s’agit de la méthode de l’« estimateur avant-après » qui est basée sur des données temporelles sur des d’individus ayant fait l’objet du traitement. Cette méthode considère que les informations sur les individus avant le traitement permettent d’établir ce qui aurait été la situation de ces individus en absence de traitement. L’estimateur est défini comme la différence des moyennes des individus traités après et avant le traitement. La méthode n’est pas plus satisfaisante. En effet, de nombreux facteurs sont susceptibles d’expliquer des variations de la variable explicative dans le temps, indépendamment des effets de la réforme. Afin de pallier ses limites, on peut avoir recours à la méthode de la différence-en-différence, développée par Ashenfelter et Card(1985) et qui a été généralisée et grandement utilisée entre autres par Angrist et Pischke(2008) et Angrist et Krueger. C’est une méthode qui se distingue par sa simplicité. L’approche consiste à éliminer les effets fixes et temporels en effectuant deux différences successives à partir des deux groupes (Fougère,2010). En général, les résultats obtenus par cette approche sont fiables lorsque les deux groupes comparés sont très similaires, c’est-à-dire avoir une tendance parallèle. Toutefois, la méthode n’est pas sans limite, un biais pourrait exister généralement, ce qui peut représenter une part non négligeable de l’effet estimé. C’est le cas lorsque les différences entre les deux groupes fluctuent dans le temps.

Compte tenu de cette possibilité et puisque la double différence sera intéressant pour le cas de la réforme l’assurance emploi, c’est cette méthode qui est retenue pour notre étude.

2.2

Méthode de double différence

Le choix de cette méthode dans ce travail s’avère appropriée puisqu’elle permet de tenir compte des traits non-observables du groupe traité et du groupe témoin sous l’hypothèse que ces différences ne varient pas dans le temps. Ainsi, on peut estimer l’effet de la réforme même si les groupes sélectionnés ne sont pas parfaitement identiques. L’idée est que la conjoncture affecte tout le monde. Donc, si on enlève la différence des résultats avant et après des non participants de celle des participants, on enlève l’effet de la conjoncture et il ne reste que l’effet du programme. Cette méthode permet de corriger le problème rencontré dans la méthode « analyse avant-après ». Donc, elle permet d’éviter de faire l’hypothèse que le biais de sélection est totalement expliqué par les caractéristiques obser-vables (Ravallion,2003). Avec la double différence, nous disposons de deux groupes qu’on observe avant et après la mise en œuvre de la mesure qu’on souhaite évaluer, celle-ci ne concernant qu’un seul groupe. On regarde la différence avant et après pour les partici-pants (groupe de traitement) et les non participartici-pants (groupe de témoin) sous l’hypothèse que les deux groupes présente les mêmes tendances. Le principe de base repose sur l’ob-servation d’une variable d’intérêt "y" au sein des deux groupes (groupe traitement et groupe témoin) lors de deux périodes (avant et après le traitement). Le gain moyen au cours du temps du groupe témoin est soustrait du gain moyen du groupe traitement. Afin d’expliquer convenablement le principe sur lequel repose cette approche, il est adéquat de présenter le cadre général de la différence-en-différence.

Soit la valeur de la variable d’intérêt D1 avant la réforme et D2 après la réforme. Dans

ce cas, l’estimateur de double différence (DD) de l’impact global de la réforme sera donné par la différence des deux différences soit, D2-D1, c’est-à-dire que :

DD = (YT R-YT A)-(YCR-YCA)(1)

YT A correspond au taux du groupe traitement avant la reforme

YT R correspond au taux du groupe traitement apres la réforme

YCR correspond au taux du groupe témoin avant la réforme

2.3

Moindres carrés ordinaires (MCO) et Probit

Dans cette section, nous discutons du choix de la forme du modèle, soit MCO ou probit. A priori, l’on est tenté d’utiliser le MCO qui a une forme linéaire au regard de sa simplicité. Cependant, la variable dépendante utilisée dans ce travail étant binaire, nous pouvons nous interroger à savoir s’il ne serait pas plus opportun d’utiliser un modèle non-linéaire comme le probit. A ce sujet,Puhani(2012) a pu montrer que l’utilisation du modèle non-linéaire avec la méthode de la double différence permet d’identifier correctement le signe de l’effet du traitement. Mais, l’interprétation des effets estimés avec cette méthode étant moins intuitive, la non linéarité implique que l’effet temporel n’est pas constant à travers les groupes. De plus, la différence entre les groupes n’est pas constante dans le temps.

De ce qui précède, nous notons que le modèle Probit bien qu’intéressant, présente des limites puisqu’il ne permet pas d’obtenir toute l’information recherchée. Par contre, avec le MCO, la forme binaire de la variable dépendante n’est pas une contrainte à l’estimation des effets BLUE (Best Linear Unbiased Estimator).

Avec le modèle MCO, le fait que la variable dépendante soit binaire n’empêche pas les effets estimés d’être BLUE (Best Linear Unbiased Estimator). En effet, selonDavidson et MacKinnon (2004) la continuité de la variable dépendante n’interfère pas dans la preuve de cette propriété des MCO. De plus, on obtient directement l’estimation de l’effet margi-nal lié au terme d’interaction. Enfin, le principal désavantage de ce modèle réside dans sa linéarité qui fait en sorte que les coefficients estimés sont constants. Cela peut constituer un problème lorsqu’on se déplace vers les extrémités du domaine de Xi. Or, comme on recherche l’effet moyen d’un traitement, il parait raisonnable de faire l’hypothèse qu’on se situe près du milieu du domaine et dans un tel cas, le modèle linéaire est relativement précis. Dans notre cas, nous présenterons les résultats sous la forme linéaire et les valider grâce au modèle non-linéaire. En plus de cette validation, il serait intéressant de réali-ser un test de robustesse de l’écart type. Ainsi, nous réalisons un test d’homoscédasticité. Celui-ci est utile dans la mesure où il permet de détecter et de corriger l’hétéroscédasticité des erreurs. Plusieurs tests existent pour la détection de l’hétéroscédasticité, mais nous retenons celui de Breusch et Pagan (1979).

Chapitre 3

Spécification du modèle

3.1

Présentation des données

Nous avons construit une base de données à partir de deux sources statistiques différentes : Les enquêtes sur la population active (EPA) pour le Canada et les enquêtes Current Po-pulation Survey pour les États Unis. Au Canada, les renseignements sur l’état actuel du marché du travail sont tirés de l’Enquête sur la population active (EPA) de Statistique Canada. Aux États-Unis, les renseignements sur la situation des ménages sur le marché du travail sont tirés de la Current Population Survey (CPS), une enquête menée pour le compte du Bureau of Labor Statistic. Il s’agit de deux enquêtes mensuelles reposant sur des méthodologies en majeure partie similaires.

3.1.1

Enquête "Current Population Survey pour les États-Unis"

Les enquêtes CPS sont réalisées par U.S. Bureau of the Census depuis 1964, sur une base mensuelle et portant sur l’ensemble de la population américaine pour le compte de U.S. Bureau of Labor Statistics. Celui-ci assure le volet analyse et publication des résultats. Cette enquête fournit un ensemble de données sur la population active, l’emploi, le chô-mage, les personnes qui ne font pas partie de la main d’oeuvre, les heures de travail, les gains, et d’autres caractéristiques démographiques et la main-d’œuvre. La population visée par cette enquête est celle dont l’âge est supérieur ou égal à 16 ans et qui repré-sente la population active aux USA. Les données de la CPS que nous avons analysées proviennent de la base de données DataFerret sur le site http ://dataferrett.census.gov/. Ce site Web contient des microdonnées de la CPS pour chaque mois (janvier à décembre

2015). La base contient plusieurs données et permet de développer une gamme illimitée de feuilles de calcul personnalisées aussi polyvalente et complexe. Cette base de données contient l’ensemble des enquêtes réalisées par U.S. Bureau of the Census. Chaque enquête contient en moyenne 150 000 observations individuelles. Ces enquêtes servent de base à la plupart des publications sur le marché du travail américain réalisées par le Bureau of Labor Statistics. Dans le cadre de la présente étude, nous utilisons les données du mois de décembre 2011 pour la période pré-réforme et celles de decembre 2013 pour la période post réforme.

3.1.2

Enquête sur la population active (EPA) pour la Canada

L’Enquête sur la population active (EPA) est une enquête mensuelle menée par Statistique Canada et ce, depuis 1945 pour répondre à un besoin en données fiables et à jour sur le marché du travail. C’est une source d’information régulière sur le marché d’emploi au pays. L’échantillon de l’EPA est représentatif de la population canadienne civile non institu-tionnalisée de 15 ans et plus (population active). L’enquête est menée dans l’ensemble du pays, tant dans les provinces que dans les territoires. Sont exclues du champ de l’enquête les personnes qui vivent dans les réserves et dans d’autres peuplements autochtones des provinces, les membres à temps plein des Forces armées canadiennes et les pensionnaires d’établissements. Les sujets comme le travail, l’emploi et chômage, les heures de travail et conditions de travail, les industries, les professions, les salaires, sont abordés dans l’en-quête. Les données sont logées dans la base de données « Equinox »1_{, une base de données}

de Statistique Canada. C’est de cette base de données que nous avons extrait nos données.

3.2

Présentation des variables

Pour estimer notre modèle, nous utilisons deux catégories de variables, une variable dé-pendante et plusieurs variables explicatives.

1. Cette base de données n’existe plus depuis le 30 juin 2015. Les données sont accessibles maintenant sur la plateforme ODESI

3.2.1

Variable dépendante

La variable dépendante qui devrait nous permettre d’analyser la mobilité des travailleurs saisonniers est le fait d’être un travailleur permanent ou saisonnier (y = [1,0]). Il s’agit donc d’une variable binaire appelée aussi dichotomique qui prend uniquement la valeur 0 ou 1. Cette variable binaire permet d’estimer la variation de la probabilité pour un travailleur de quitter un emploi saisonnier pour un emploi permanent. Dans les données canadiennes issue de l’enquête sur la population active, la variable qui nous permet d’obtenir ces in-formations est celle qui demande à l’individu son statut de travailleurs ( 1. permanent et 2. Non permanent saisonnier) . Ainsi, dans notre variable dépendante, la valeur 1 est attribuée à la modalité "1. permanent" et 0 à la modalité "2. Non permanent, saisonnier".

Contrairement aux données canadiennes, aucune variable dans les données américaines ne permet de capter directement les travailleurs saisonniers versus permanents. La seule variable qui répondrait au mieux est celle qui permet de capter la raison pour laquelle l’individu a quitté son emploi au moment de l’enquête, soit en raison de son travail qui est saisonnier ou temporaire, soit pour d’autres raisons (retour à l’école, raison personnel, retraite, etc.). Nous procédons à un ajustement afin d’obtenir une variable se rapprochant le mieux possible de celle dont nous avons besoin. Ainsi, nous retenons la raison d’avoir quitté son emploi parce que l’individu est un travailleur saisonnier, temporaire pour capter les travailleurs saisonniers. Pour capter les travailleurs permanents, nous soustrayons les travailleurs saisonniers des individus qui ne font pas partie de l’univers de ceux qui ont quitté leur emploi pour les raisons évoquées précédemment et qui sont en emploi. Cela nous permet d’obtenir les travailleurs permanents pour notre variable dependante. Certes cette façon de faire ne permettrait pas nécessairement de capter l’ensemble des travailleurs saisonniers et permanents, mais la réalité des données nous imposent cet ajustement.

Afin de mieux comprendre la décomposition de la variable dépendante, il serait néces-saire de présenter les statistiques descriptives afférentes. Ainsi, le tableau 3.1 ci-dessous nous indique les statistiques descriptives pour ce qui est de la variable dépendante selon les différentes enquêtes. On remarque que dans les deux groupes (traitement(Canada) et témoin (États- Unis)), la proportion des travailleurs permanents est beaucoup plus élevée que celle des travailleurs saisonniers. De plus, nous constatons que la proportion des tra-vailleurs permanents aux États Unis est supérieure à celle du Canada d’environ 2 unités de pourcentage. Par contre, la proportion des travailleurs saisonniers du groupe

améri-cain est faible comparativement à celle du groupe canadien. Cette situation s’explique par l’importance du travail saisonnier au Canada par rapport aux États-Unis.

Table 3.1 – Décomposition de la variable dépendante selon les groupes Permanents Saisonniers

Canada 97,79% 2,21%

États-Unis 99,97% 0,03%

Il serait intéressant de connaître également la composition du genre dans les différents groupes. Le tableau 3.2 présente la proportion des femmes et des hommes. De façon globale, cette proportion est sensiblement égale dans les deux groupes avec une légère dominance des hommes dans le groupe américain et des femmes dans le groupe canadien. Pour les États-Unis, l’écart est de 1, 78 % et de 1,42 % pour le Canada. En faisant la même comparaison au sein de chaque groupe, nous constatons que la proportion des hommes est légèrement plus importante dans le groupe américain que celui du Canada. Par contre, les femmes sont légèrement plus représentées dans le groupe Canadien qu’américain. De plus, en ce concerne les travailleurs saisonniers, La proportion des hommes dans l’échantillon (2,77%) est supérieur à celle des femmes (1,63%) pour le groupe traité (Canada).

Table 3.2 – Décomposition de la variable dépendante selon le genre et par groupe

FEMME HOMME

Echantillon Saisonniers Permanents Echantillon Saisonniers Permanents

Canada 50,71% 1,63% 98,37% 49,29% 2,77% 97,23%

Etats-Unis 49,11% 0,04% 99,96% 50,89% 0,02% 99,98%

En ce qui concerne la décomposition de la variable dépendante de l’échantillon canadien, les statistiques présentées dans le tableau 3.3 montrent que les travailleurs saisonniers sont dans une proportion plus élevée des hommes, soit 63,61% contre 36,39% de femmes. Par contre, les travailleurs permanents sont représentés presque également en femmes qu’en hommes. Ces statistiques semblent être conformes avec ce qui est dit dans la litté-rature, qui stipule que les travailleurs saisonniers sont plus susceptibles d’être des hommes.

Table 3.3 – Décomposition de la variable dépendante du groupe canadien selon le genre

Genre Homme Femme Total

Saisonniers 63.61% 36.39% 100% Permanents 50.50% 49.50% 100%

Contrairement à la proportion plus élevée des hommes dans la catégorie des travailleurs saisonniers dans l’échantillon canadien, l’échantillon américain présente une proportion plus faible des hommes ( tableau 3.4). En effet, 30,5% les hommes contre 69,5% de femmes sont des travailleurs saisonniers. Quant aux travailleurs permanents, les hommes et les femmes sont presque également repartis en terme de proportion comme dans l’échantillon canadien, soit respectivement 50,88% et 49,12%

Table 3.4 – Décomposition de la variable dépendante du groupe américain selon le genre

Genre Homme Femme Total

Saisonniers 30.5% 69.5% 100% Permanents 50.88% 49.12 % 100%

Selon le tableau 3.5 et en considérant l’ensemble des travailleurs saisonniers de l’échan-tillon canadien, nous observons que les jeunes sont les plus représentés dans cette catégorie avec 21.18% des 20-24 ans suivi de la tranche d’âge de 15-19 ans, soit 15.78%. Par contre, les individus âgés de 65-69 ans et 70 ans et plus sont les moins représentés avec respec-tivement 2.64% et 1.74%. Compararespec-tivement aux travailleurs saisonniers, les travailleurs permanents sont moins jeunes. Les tranches d’âge les plus représentées sont de 25-29 ans à 50-54 ans avec comme proportion de 11,11% à 12,77%. Tandis que les individus de 70 ans et plus, tout comme dans la catégorie de travailleurs saisonniers constituent la proportion la plus faible, soit 0,52%. En regardant la représentativité des travailleurs saisonniers au sein de chaque tranche d’âge (tableau B-1, annexe B), nous constatons que les individus âgés de 15-19 ans et de 70 ans et plus ont les proportions les plus élevées respectivement 8,04% et 7,01%. Dans les tranches d’âge de 30-34 ans et 55-54 ans les travailleurs saison-niers sont les moins représentés avec une proportion inférieure à 2%.

Dans l’échantillon américain, nous observons que les groupes d’âge de 55-59 ans et de 15-19 ans sont les plus représentés dans la catégorie des travailleurs saisonniers avec

res-pectivement 19,91% et 19,40% suivi des tranche d’âge de 30-34 ans, soit 13,03% et de 60-64 ans avec 13,60% (tableau 3.6). Nous notons également que contrairement à l’échan-tillon du Canada, celui des États-Unis est composé d’individus autant jeunes qu’âgés. Quant aux travailleurs permanents, ils sont les plus présents dans la tranche d’âge de 70 ans et plus avec 15,75%. En considérant la décomposition de la variable dépendante dans chaque tranche d’âge, (tableau B-2, annexe B), la tranche d’âge de 15-19 ans contient une proportion de travailleurs saisonniers plus élevée avec 0,98%.

Table 3.5 – Décomposition de la variable dépendante du groupe canadien selon l’âge.

Âges (ans) 15-19 20-24 25-29 30-34 35-39 40-44 45-49 50-54 55-59 60-64 65-69 70 et plus Total

Saisonniers 15.78% 21.18% 11.04% 7.71% 6.30% 5.73% 7.93% 8.84% 6.11% 5.01% 2.64% 1.74% 100%

Permanents 4.08% 8.69% 11.21% 11.86% 11.11% 11.49% 12.23% 12.77% 9.27% 5.18% 1.60% 0.52% 100%

Table 3.6 – Décomposition de la variable dépendante du groupe américain selon l’âge.

Âges (ans) 15-19 20-24 25-29 30-34 35-39 40-44 45-49 50-54 55-59 60-64 65-69 70 et plus Total

Saisonniers 19.40% 7.60% 6.40% 13.03% 2.01% 7.38% 5.64% 2.78% 19.91% 13.60% 0% 2.25% 100%

Permanents 0.61% 4.31% 7.62% 8.81% 8.36% 9.32% 9.64% 10.13% 9.70% 8.77% 6.99% 15.75% 100%

Le (tableau 3.7) présente la répartition de la variable dépendante en fonction du niveau de scolarité ( représenté par les chiffres 0 à 6 et définie au point 3.2.2). Les resultats montrent que la plus grande proportion (30,19%) des travailleurs saisonniers est titulaire d’un certificat ou d’un diplôme postsecondaire suivi des titulaires d’un diplôme d’étude secondaire, soit 25,73%. Nous constatons également la même tendance pour ce qui est des travailleurs permanents avec 37,27% de titulaires d’un certificat ou diplôme postsecon-daire et 20,72% pour les diplômés d’étude seconpostsecon-daire. Les statistiques du (tableau B-3, annexe B) présentent la répartition des individus de l’échantillon canadien pour chaque niveau de scolarité en fonction de la variable dépendante. Les individus titulaires d’un certificat ou d’un diplôme postsecondaire ( niveau 4) constituent la proportion la plus élevée dans l’échantillon (31,19%) suivi de des diplômés d’étude secondaire ( niveau 2), soit 20,51%. Par contre, les individus qui disposent d’un niveau de scolarité ( niveau 0) de 0 à 8ans (6,84%) et ceux qui ont fait partiellement les études secondaires ( niveau 1) avec 5,76% constituent les plus grandes proportions de travailleurs saisonniers. Cette représentativité semble être logique puisque ceux qui ont une scolarité faible ont souvent des difficultés à se trouver un emploi permanent, si on en croit la littérature.

Table 3.7 – Décomposition de la variable dépendante du groupe canadien selon le niveau de scolarité.

Scolarité 0 1 2 3 4 5 6 Total

Saisonniers 5.07% 19.97% 25.73% 10.20% 30.19% 7.37% 1.46% 100% Permanents 1.56% 7.38% 20.72% 6.90% 37.27% 18.38% 7.79% 100%

Le tableau 3.8 donne les statistiques sur la décomposition de la variable dépendante en fonction du niveau d’éducation ( représenté par les chiffres 0 à 6 et définie au point 3.2.2) pour l’échantillon américain. Les travailleurs saisonniers sont en plus grande proportion et sont titulaires d’un diplôme postsecondaire partiel ( niveau 3) et d’un certificat ou d’un diplôme postsecondaire ( niveau 4) avec respectivement 29,58 % et 28,15%. Par contre, cet échantillon ne comprend aucun individu ayant de 0 à 8 ans de scolarité ( Niveau 0). Les individus semblent être plus scolarisés que les individus de l’échantillon canadien. On ob-serve approximativement les mêmes proportions les plus importantes chez les travailleurs permanents pour les mêmes niveaux de scolarité. Comparativement aux saisonniers, il existe des individus avec un niveau de scolarité de 0 à 8 ans de scolarité. De plus, selon le tableau B-3 (annexe B), il faudrait noter que l’échantillon comprend une plus forte proportion d’individus en postsecondaire partiel et titulaire d’un certificat ou d’un

di-plôme postsecondaire avec respectivement 28,70 % et 28,91 %. Cependant, les niveaux de scolarité « Études secondaire ( niveau 1) » et « diplôme d’étude secondaire ( niveau 2) » ont la plus forte proportion en travailleurs saisonniers.

Table 3.8 – Décomposition de la variable dépendante du groupe américain selon le niveau de scolarité.

Scolarité 0 1 2 3 4 5 6 Total

Saisonniers 0% 5.51% 7.36% 29.58% 28.15% 21.47% 7.93% 100% Permanents 4.23% 3.70% 3.54% 28.62% 28.76% 19.76% 11.38% 100%

3.2.2

Variables explicatives

Des facteurs autres que la réforme affecteraient le fait d’être un travailleur saisonnier ou permanent. C’est pourquoi, il est utile dans le but d’acroître l’éfficacité des estimations d’inclure au modèle final certaines variables explicatives. Les premiers déterminants du travail saisonnier dont nous tenons compte sont les variables sexe, âge et scolarité.

Genre : Plusieurs études dont celle de (De Raaf et collab., 2003) ont montré que les tra-vailleurs saisonniers sont susceptibles d’être de sexe masculin. Ces résultats ont été confir-més par une étude réalisée par RHDCC (2009). Le genre est alors susceptible d’influencer le fait d’être saisonnier ou permanent. Ainsi, il peut être intéressant comme variable ex-plicative dans le cas de notre travail. C’est une variable dichotomique qui prend la valeur 1 si l’individu est une femme et 0 s’il est un homme :

(1) les femmes et (0) les hommes.

Selon les statistiques du tableau tableau 3.2, la proportion des hommes (50,89%) dans les groupes américains est légèrement supérieure à celle du groupe canadien (49,29%). Dans l’échantillon américain, les hommes sont plus représentés que les femmes (49,11%). Par contre, du côté canadien, ce sont les femmes (50,71%) qui sont légèrement plus représen-tées.

Age : Tout comme le sexe,De Raaf et collab.(2003) mentionnent dans leur article que les travailleurs saisonniers sont susceptibles d’être plus âgés . Nous considérons la variable âge comme une variable explicative dans notre modèle étant donné sa susceptibilité à influen-cer le travailleur saisonnier. Ainsi, 12 tranches d’âge ont été définies pour cette variable, allant de 15 à 19 jusqu’à 70 ans et plus. Les tableaux annexe B-1 et B-2 représentent respectivement les répartitions des individus dans les deux groupes en fonction de l’âge. On peut noter que la tranche d’âge comprise entre 70 ans et plus est la plus représentée tant dans le groupe traité (11,67%) que dans le groupe témoin (15,13%).

Education : SelonDe Raaf et collab.(2003) les travailleurs saisonniers sont moins scolari-sés. Ce résultat montre que le niveau de scolarité peut avoir un effet sur le fait d’être un travailleur saisonnier ou permanent. De plus, ces personnes rencontrent généralement des difficultés à se trouver un emploi permanent. Alors, nous introduisons dans notre modèle le niveau d’éducation comme variable explicative. La catégorisation du niveau d’éduca-tion dans le CPS a été réajustée en foncd’éduca-tion de celle du Canada afin de pouvoir rendre la variable utilisable dans le cadre de l’étude. Ainsi, nous déterminons 7 niveaux ( 0 à 6) de scolarité pour cette variable :

0 . 0 à 8 ans de scolarité 1. Études secondaires partielles 2. 11-13 ans, diplôme d’études secondaires 3. Études postsecondaires partielles 4. Certificat ou diplôme d’études postse-condaires 5. Université - baccalauréat 6. Université - diplôme de 2e cycle

Les tableaux annexe B-3 et B-4 présentent la repartition de l’échantillon pour chaque groupe en fonction du niveau de scolarité. Selon ces tableaux, les individus avec un ni-veau de scolarité (3) et (4) ont la plus grande proportion pour ce qui est de l’échantillon américain avec respectivement 28,70% et 28,91%. Cependant, pour l’échantillon canadien, le niveau (4) est plus représenté (31,19%)suivi du niveau (3), soit 20,51%.

3.3

Le modèle

Il convient maintenant de présenter plus en détail le modèle utilisé pour estimer l’effet de la réforme. Le cadre général de la méthode des différences en différences est le suivant :

Dans ce modèle, Di est une variable indicatrice égale à 1, si l’observation i fait partie du

groupe de traitement et égale à 0 s’il fait partie du groupe témoin. Tt est une variable

indicatrice égale à 1, si l’observation est dans la période post-réforme et égale à 0 sinon. α0 représente la moyenne des taux de mobilité avant la réforme, dans le cas du groupe

témoin. α1 sert à capter les différences entre le groupe témoin et le groupe traité

préala-blement au traitement alors que α2 capture l’ensemble des facteurs qui peuvent altérer «

y » que le traitement soit appliqué ou non. L’effet du traitement (l’estimateur de double différence), dans notre cas est estimé par l’interaction des deux variables précédentes et représenté par α3.

Nous tentons de démontrer que α3 est bel et bien l’estimateur de double différence.

Pour le groupe traitement, déterminons la différence des moyennes D1.

E(yit / Di = 1, Tt = 1, xit ) = α0 + α1 +α2 +α3 + α4

E (yit / Di = 1, Tt = 0, xit ) = α0 + α1 +α4

E (yit / Di = 1, Tt = 0, xit ) - (yit / Di = 1, Tt = 1, xit) = D1

= α0 + α1 +α2 +α3 + α4 - α0 - α1 - α4

D1 = α2 + α3

Pour le groupe témoin, déterminons la différence des moyennes D2

E (yit / Di = 0, Tt = 1, xit) = α0 + α2 + α4

E (yit / Di = 0, Tt = 1, xit )- E(yit/Di = 0, Tt = 0, xit) = D2

D2 = α2

Finalement, la double différence sera : DD = D1- D2 = α2 + α3 - α2 = α3

Ce qui montre que l’estimateur de la double différence est bel et bien α3.

La réforme vise l’ensemble des prestataires de l’assurance emploi dans tout le Canada. Par conséquence, les travailleurs canadiens forment le groupe traitement et nous considérons les travailleurs américains comme groupe témoin. En effet La méthode des "différences en différences" que nous utilisons requiert un groupe témoin plausible, c’est-à-dire suscep-tible d’avoir connu des évolutions temporelles comparables à celles du groupe traité. Dans notre cas, les États Unis devraient présenter des caractéristiques en matière d’emploi qui connaissent une évolution tendancielle comparable à celles du Canada. A ce sujet, une étude réalisée par Guillemette, Francis et Grey (2000) a montré que la variation saison-nière de l’emploi est proportionnellement beaucoup plus significative au Canada qu’aux États-Unis pour toute la période de 1976 à 1997. En d’autres termes, le niveau réel de l’emploi mensuel affiche une plus forte amplitude. Ainsi, bien que la variation saisonnière de l’emploi au Canada soit plus accentuée qu’au États-Unis, on note une proportionnalité dans la tendance de cette variation saisonnière de l’emploi entre les deux pays. De plus, la proximité et le partenariat commercial et économique avec les États-Unis expliquent le rapprochement des caractéristiques de l’économie des deux pays. Au regard de tout ce qui précède, nous faisons l’hypothèse que l’effet de la réforme sur la variable dépendante évoluerait parallèlement dans les deux pays

Le Canada (groupe de traitement) constitue le sous groupe 1 et les USA (groupe témoin) représentent le sous groupe 2. La réforme visée par l’étude est entrée en vigueur en janvier 2013. Ainsi, 2011 est considérée comme la période pré-réforme et 2013 la période post-reforme. Les données sont recueillies sous une base mensuelle. Nous avons retenus celles du mois de décembre pour les deux périodes.

Les paramètres du modèle sont : Di, prend la valeur 1 si l’individu i fait partie du groupe

de traitement (Canada) et 0 si États-Unis. Tt, prend 1 si période post-reforme (2013)

et 0 si période pré-reforme (2011). yit, prend la valeur 1 si l’individu i est un travailleur

permanent à la période t et 0 si saisonnier à la période t.

Notre modèle peut donc être présenté comme suit :

yit = α0 + α1Di + α2Tt + α3DiTt + α4xit + uit avec t= 1,2 (3)

α4 est l’effet de la variable explicative, xit un vecteur de variables explicatives et uitterme

Chapitre 4

Résultats et analyse de robustesse

4.1

Résultats

L’objectif de la présente étude est de mesurer l’effet de la réforme d’assurance emploi de 2012 sur la mobilité des travailleurs saisonniers vers des emplois permanents au Canada. Dans cette section, nous présentons tout d’abord les résultats obtenus suite à l’applica-tion de la méthodologie présentée au chapitre précédent. Puis, afin de nous assurer de leur robustesse, nous les soumettons à différents tests.

4.1.1

Variable d’intérêt

Les résultats de la régression de l’équation (3) se trouvent dans le tableau 4.1. Nous abor-derons d’abord la variable d’intérêt, celle qui concerne l’impact possible de la réforme pour ensuite analyser l’impact des variables explicatives.

En observant les résultats, on constate que l’estimation par MCO indique une significati-vité de la variable d’intérêt à 5%. C’est donc dire que les individus qui sont dans le travail saisonnier au Canada sont susceptibles de quitter ce travail pour le travail permanent. En effet, lorsqu’on regarde le coefficient de la double différence associé à la réforme (groupe de traitement après la réforme), soit 0,002168. On constate qu’il est positif et significatif au seuil de 5%. Cela suggère que la réforme a eu un effet positif et significatif statistiquement sur la mobilité des travailleurs saisonniers vers un travail permanent. Ainsi, la probabi-lité qu’un travailleur saisonnier quitte pour un travail permanent augmenterait d’environ

0,22 unité de pourcentage en raison de la réforme. Cet effet semble donc être faible au regard de la valeur du coefficient qui est de 0,002168. Plusieurs facteurs pourraient être à l’origine de ce résultat, entre autre la période de l’étude qui couvre une année après l’im-plantation de la reforme, ce qui serait insuffisant pour observer un effet plus important. Néanmoins, les résultats permettent de se faire une idée de l’effet de la réforme à court terme, vu que la durée de traitement de la réforme couvert par l’étude est d’une année. De plus, selon les résultats obtenus, le coefficient représentant l’effet de l’après-réforme commun aux deux groupes n’est pas significatif au seuil de 5%. Cela signifie que le temps n’a pas influencé significativement la susceptibilité d’un individu provenant de l’un ou l’autre des deux groupes de quitter l’emploi saisonnier pour l’emploi permanent avant et après la réforme. On note également qu’en considérant chaque groupe (traité et témoin), séparément et indépendamment du temps (2011-2013), il est plus probable qu’un individu soit un travailleur saisonnier au Canada qu’au États-Unis, car le coefficient de la variable dichotomique représentant le groupe, soit -0,0212 est significatif et négatif au seuil de 1%. Ce résultat se justifierait par le fait que la variation saisonnière au Canada est plus important qu’au États-Unis comme l’ont déjà montré plusieurs études. Toute chose qui favorise les emplois saisonniers au Canada (effet de neige, froid, etc.).

4.1.2

Variables explicatives

En ce qui concerne les variables explicatives, il ressort que tous les coefficients sont signifi-catifs au seuil de 5%. Ainsi, pour ce qui est du genre, les résultats confirme que la mobilité vers le travail permanent est influencée par cette variable puisque le coefficient associé au sexe est positif et significatif statistiquement. Etre une femme aurait donc augmenté la susceptibilité d’aller vers le travail permanent de 0,15 unité de pourcentage. A ce sujet, la revue de littérature signale que les hommes sont plus rattachés au travail saisonnier. Cela explique que les hommes sont moins susceptibles de quitter cette catégorie de travail. Ce résultat ne semble pas être économiquement significatif au regard du nombre de personnes qui serait affectée.

Tout comme le sexe, l’âge a été considéré comme une variable explicative dans notre mo-dèle. Les résultats montrent que le coefficient qui lui est associé est positif et significatif au seuil de 1%, soit 0,047%. Aussi, ce résultat suggère que plus le travailleur saisonnier avance en âge, plus il a une préférence pour les emplois permanents. Autrement dit, la