** Contenu du QUOTIDIEN aujourd'hui ** Fichier PDF téléchargeable pour les utilisateurs du courrier de Netscape: http://www.statcan.ca/Daily/Francais/000905/q000905.pdf 00 09 05 08 30 Le mardi 5 septembre 2000. Pour être diffusé à 8 h 30. COMMUNIQUÉS PRINCIPAUX Permis de bâtir, juillet 2000 La valeur des permis de bâtir en juillet n'a pas changé par rapport à juin. Par contre, la valeur cumulative pour les sept premiers mois de 2000 a été de 6,4 % supérieure au total correspondant pour 1999 et la plus élevée depuis 1989. Les jeunes ruraux: rester, quitter, revenir Les régions rurales ne subissent pas toujours des pertes nettes d'individus. De 1991 à 1996, les communautés rurales ont subi des pertes nettes de leur population d'adolescents, selon une nouvelle étude portant sur les flux migratoires des jeunes en milieu rural. Toutefois, leur population d'individus âgés de 25 à 64 ans a augmenté dans la plupart des provinces, particulièrement en Ontario et en Colombie- Britannique. AUTRES COMMUNIQUÉS Ventes et stocks des grands magasins, juillet 2000 Ciment, juillet 2000 NOUVEAUX PRODUITS -------------------------------------------------------------------------------- Permis de bâtir Juillet 2000    La valeur des permis de bâtir en juillet n'a pas changé par rapport à juin. Par contre, la valeur cumulative pour les sept premiers mois de 2000 a été de 6,4 % supérieure au total correspondant pour 1999 et la plus élevée depuis 1989.    En juillet, la progression réalisée dans le secteur non résidentiel a été complètement effacée par un recul des intentions de construction résidentielle, si bien que la valeur des permis de bâtir est demeurée inchangée, se situant à 3,1 milliards de dollars.    Les intentions de construction dans le secteur non résidentiel ont crû de 2,2 % et ont atteint 1,4 milliard de dollars, grâce uniquement à l'augmentation des intentions concernant les projets commerciaux. Dans le secteur résidentiel, la valeur des permis a fléchi de 1,6 % par rapport à juin, pour passer à 1,7 milliard de dollars. Ce recul est la conséquence d'une diminution des intentions de construction de logements multifamiliaux.    Pour les sept premiers mois de l'année, la valeur des permis de bâtir a atteint 21,5 milliards de dollars, en hausse de 6,4 % par rapport à la période correspondante de 1999. Cela marque le meilleur résultat pour la période de janvier à juillet de toutes les années depuis 1989. De janvier à juillet, se situant à 11,9 milliards de dollars, les intentions de construction de logements sont en hausse de 6,2 % par rapport à 1999. Les permis de construction non résidentielle viennent ensuite, enregistrant une progression de 6,6 %, qui en a porté la valeur à 9,6 milliards de dollars. ______________________________________________________________________ Note aux lecteurs    Sauf avis contraire, les données du présent communiqué sont désaisonnalisées, ce qui facilite la comparaison par l'élimination de l'effet des variations saisonnières.    L'Enquête mensuelle sur les permis de construction et de démolition vise 2 600 municipalités représentant 94 % de la population. Ses résultats servent d'indicateur avancé de l'activité dans le domaine de la construction. Les collectivités représentant les autres 6 % de la population sont très petites, et leurs activités de construction n'ont qu'une faible incidence sur le total.    La valeur des intentions de construction présentées ici ne comprend pas les travaux d'ingénierie (par exemple, les aqueducs, les égouts, les ouvrages de drainage) ni ceux associés au terrain. ______________________________________________________________________    De bonnes conditions du marché ont fait en sorte que la croissance dans la valeur cumulative des permis de bâtir (en dollars) à Calgary et à Ottawa a surpassé toutes les autres régions métropolitaines du pays. Alors qu'à Ottawa le gain est le résultat d'une augmentation des intentions de construction pour des édifices à bureaux et pour des logements unifamiliaux, la croissance à Calgary provient largement de projets pour l'éducation ainsi que pour des hôtels et des restaurants. Le recul de la construction de logements multifamiliaux, principal facteur du repli    Après deux mois de robuste croissance, les intentions concernant les logements multifamiliaux sont tombées pour passer à 505 millions de dollars en juillet, en baisse de 6,8 %. La valeur des permis de construction de logements unifamiliaux a connu une légère progression de 0,7 %, qui l'a fait passer à 1,2 milliard de dollars.    Malgré de légers reculs de la valeur des permis de construction résidentielle et de la revente de maisons en juillet, plusieurs facteurs pourraient avoir des retombées positives sur le marché de l'habitation pour le reste de l'année: les taux hypothécaires ont fléchi pour un deuxième mois de suite, l'emploi à temps plein est demeuré élevé et les prix de vente des maisons neuves sont restés relativement stables.    À l'échelon provincial, les replis les plus marqués ont été observés en Alberta (-23,1 %, valeur totale de 187 millions de dollars), dans la foulée d'une importante réduction des intentions de construction de logements dans la région métropolitaine de Calgary. Une baisse des intentions de construction de logements au Québec (-9,9 %, valeur totale de 261 millions de dollars) a aussi contribué pour beaucoup au recul. Alors que la régression était le seul fait des permis de construction de logements multifamiliaux au Québec, les intentions de construction de logements unifamiliaux et multifamiliaux ont, dans les deux cas, fait tomber la valeur des permis de construction résidentielle en Alberta à leur plus bas niveau depuis juin 1997.    Par contre, les augmentations en Nouvelle-Écosse (+79,7 %, valeur totale de 62 millions de dollars) et en Ontario (+2,4 %, valeur totale de 878 millions de dollars) ont tempéré le ralentissement. L'augmentation en Ontario provient des logements unifamiliaux, tandis qu'un accroissement touchant les logements multifamiliaux est la principale raison des meilleurs résultats que la Nouvelle-Écosse ait connus depuis février 1989.    De janvier à juillet, les constructeurs ont obtenu pour 11,9 milliards de dollars de permis de construction résidentielle, c'est-à-dire 6,2 % de plus qu'au cours de la période correspondante de 1999. L'augmentation était attribuable à une progression de 8,8 % pour les logements unifamiliaux. Dans le cas des logements multifamiliaux, la valeur est demeurée pour ainsi dire inchangée.    Parmi les provinces, ce sont l'Ontario (+7,9 %), le Québec (+10,3 %) et l'Alberta (+6,5 %) qui ont connu les plus fortes hausses, en valeur cumulative des permis de construction résidentielle, tandis que la Colombie-Britannique (-7,7 %) et le Nouveau-Brunswick (-6,6 %) accusaient un retard par rapport aux niveaux de 1999. Secteur non résidentiel: les permis de construction commerciale ouvrent la voie    En juillet, la valeur des permis de construction non résidentielle a augmenté de 2,2 % et a atteint 1,4 milliard de dollars, sous le seul effet de la composante commerciale.    La valeur des permis de construction commerciale a progressé de 10,3 % et a atteint 757 millions de dollars en juillet; la catégorie des hôtels a représenté le principal facteur de l'accroissement. Par contre, les catégories des immeubles à bureaux et du commerce et des services ont subi une baisse par rapport à juin.    Après trois mois consécutifs de progression, la valeur des permis de construction industrielle a connu un repli de 7,8 % qui l'a fait passer à 314 millions de dollars, les reculs les plus marqués survenant dans les catégories des usines de fabrication et des projets mineurs.    Les intentions de construction institutionnelle se sont repliées de 4,3 %, passant ainsi à 324 millions de dollars. Une baisse dans la catégorie de l'éducation explique la majeure partie du recul, malgré des hausses importantes dans cette catégorie au Nunavut et à Terre-Neuve.    À l'échelon provincial, les augmentations les plus marquées (en dollars) en juillet sont survenues en Ontario (+15,0 %, valeur totale de 665 millions de dollars) et au Québec (+18,7 %, valeur totale de 245 millions de dollars). Dans les deux provinces, l'effet d'entraînement est venu de la composante commerciale. Les diminutions les plus importantes ont été observées en Alberta (-47,4 %, valeur totale de 113 millions de dollars) et en Colombie-Britannique (-25,7 %, valeur totale de 167 millions de dollars), où chacune des trois composantes (industrielle, commerciale et institutionnelle) a accusé une baisse. Le secteur non résidentiel promet toujours de connaître une année exceptionnelle    De janvier à juillet, les municipalités ont délivré pour 9,6 milliards de dollars de permis de construction non résidentielle pour les trois composantes, en hausse de 6,6 % par rapport à la même période en 1999. Il s'agit du meilleur résultat pour la période de janvier à juillet depuis 1989.    La valeur des projets de construction commerciale a augmenté de 10,1 % et a atteint 5,3 milliards de dollars pour les sept premiers mois de 2000, comparativement à la même période en 1999. Des hausses appréciables du côté des intentions de construction dans le commerce et les services ainsi que dans les projets d'immeubles à bureaux ont ouvert la voie, reflet de la diminution des taux d'inoccupation de l'espace commercial dans la plupart des régions.    La valeur totale des permis de construction industrielle a progressé de 2,9 %, passant ainsi à 2,2 milliards de dollars, sous la poussée, surtout, d'une augmentation du côté des projets concernant les usines de fabrication.    La valeur des permis de bâtir pour les projets de construction institutionnelle a augmenté de 2,3 %, pour atteindre 2,1 milliards de dollars. La croissance provenait essentiellement des projets pour l'éducation et les immeubles gouvernementaux. À l'opposé, les projets de construction d'immeubles à vocation médicale et d'hôpitaux ont connu un important recul par rapport à la même période en 1999.    À l'échelon provincial, c'est l'Alberta qui a connu la croissance la plus marquée (+24,3 %, valeur totale de 1,4 milliard de dollars) pour les sept premiers mois comparativement à la même période en 1999. L'Ontario se classe au deuxième rang (+4,5 %, valeur totale de 4,0 milliards de dollars). Données stockées dans CANSIM: matrices 80 (niveaux 3 à 7 et 33 à 48), 129, 137, 443, 989 à 992, 994, 995 et 4073.    Le numéro de juillet 2000 de Permis de bâtir (64-001-XIB, 19 $ / 186 $) paraîtra bientôt. Voir Pour commander les produits.    Le communiqué sur les permis de bâtir pour août 2000 paraîtra en octobre.    Pour plus de renseignements ou pour en savoir davantage sur les concepts, les méthodes et la qualité des données, communiquez avec Vere Clarke au (613) 951-6556 (clarver@statcan.ca). Pour des renseignements de nature analytique, communiquez avec Étienne Saint-Pierre au (613) 951-2025 (saineti@statcan.ca), Division de l'investissement et du stock de capital. -------------------------------------------------------------------------------- Tableau: Valeur des permis de bâtir _______________________________________________________________________________ Juin à juillet Juin 2000(r) Juillet 2000(p) 2000 _______________________________________________________________________________ données données données désaisonnalisées désaisonnalisées désaisonnalisées ---------------- ---------------- ---------------- millions de $ millions de $ var. en % ---------------- ---------------- ---------------- Canada 3 094,3 3 095,3 0,0 Résidentiel 1 729,0 1 700,6 -1,6 Non résidentiel 1 365,3 1 394,7 2,2 Terre-Neuve 18,0 39,8 121,0 Résidentiel 11,2 15,0 33,6 Non résidentiel 6,8 24,8 265,0 Île-du-Prince-Édouard 5,4 11,4 110,7 Résidentiel 3,4 5,5 59,5 Non résidentiel 2,0 6,0 197,8 Nouvelle-Écosse 62,1 98,4 58,4 Résidentiel 34,5 62,0 79,7 Non résidentiel 27,6 36,4 31,9 Nouveau-Brunswick 44,0 44,6 1,4 Résidentiel 22,1 19,8 -10,4 Non résidentiel 21,9 24,8 13,2 Québec 495,9 505,9 2,0 Résidentiel 289,5 260,9 -9,9 Non résidentiel 206,3 245,0 18,7 Ontario 1 436,3 1 543,0 7,4 Résidentiel 858,0 878,2 2,4 Non résidentiel 578,3 664,8 15,0 Manitoba 76,4 93,1 21,9 Résidentiel 25,9 28,9 11,7 Non résidentiel 50,5 64,2 27,2 Saskatchewan 44,7 49,3 10,1 Résidentiel 22,0 22,0 -0,2 Non résidentiel 22,7 27,3 20,0 Alberta 458,5 300,3 -34,5 Résidentiel 243,8 187,4 -23,1 Non résidentiel 214,7 112,9 -47,4 Colombie-Britannique 439,2 381,9 -13,0 Résidentiel 215,1 215,4 0,1 Non résidentiel 224,1 166,5 -25,7 Yukon 4,9 6,9 41,5 Résidentiel 1,2 0,9 -26,7 Non résidentiel 3,6 6,0 64,9 Territoires du Nord-Ouest 4,0 3,5 -10,9 Résidentiel 0,9 2,1 141,7 Non résidentiel 3,1 1,4 -54,6 Nunavut 4,9 17,1 247,8 Résidentiel 1,3 2,5 96,8 Non résidentiel 3,7 14,7 300,1 _______________________________________________________________________________ ___________________________________________ Juillet 1999 à juillet 2000 ___________________________________________ données désaisonnalisées ---------------- var. en % ---------------- Canada -2,6 Résidentiel -1,8 Non résidentiel -3,7 Terre-Neuve 2,9 Résidentiel 54,5 Non résidentiel -14,3 Île-du-Prince-Édouard 34,7 Résidentiel 16,6 Non résidentiel 56,9 Nouvelle-Écosse 7,8 Résidentiel 96,9 Non résidentiel -39,1 Nouveau-Brunswick 0,2 Résidentiel -7,0 Non résidentiel 6,7 Québec 7,1 Résidentiel 5,2 Non résidentiel 9,1 Ontario 5,9 Résidentiel -1,9 Non résidentiel 18,2 Manitoba 25,8 Résidentiel -9,5 Non résidentiel 52,7 Saskatchewan -49,1 Résidentiel -12,4 Non résidentiel -61,9 Alberta -32,6 Résidentiel -20,0 Non résidentiel -46,6 Colombie-Britannique -12,6 Résidentiel -2,3 Non résidentiel -23,1 Yukon 140,2 Résidentiel -37,9 Non résidentiel 326,9 Territoires du Nord-Ouest 5,6 Résidentiel 7,6 Non résidentiel 2,8 Nunavut 155,2 Résidentiel -55,7 Non résidentiel 1 244,0 ___________________________________________ r Données révisées. p Données provisoires. Nota: Les données peuvent ne pas correspondre aux totaux en raison de l'arrondissement. -------------------------------------------------------------------------------- Les jeunes ruraux: rester, quitter, revenir    Les régions rurales ne subissent pas toujours des pertes nettes d'individus. De 1991 à 1996, les communautés rurales ont subi des pertes nettes de leur population d'adolescents, selon une nouvelle étude portant sur les flux migratoires des jeunes en milieu rural. Toutefois, leur population d'individus âgés de 25 à 64 ans a augmenté dans la plupart des provinces, particulièrement en Ontario et en Colombie-Britannique.    L'étude, réalisée par Statistique Canada pour le Partenariat rural canadien et l'Agence de promotion économique du Canada atlantique, montre que de 1991 à 1996, les communautés rurales ont subi des pertes nettes de 12 % de leur population d'adolescents qui étaient âgés de 15 à 19 ans en 1991 (abstraction faite des décès et de la migration internationale). Toutes les provinces ont subi une perte nette d'adolescents dans leurs communautés rurales. Les pertes nettes ont été importantes en Saskatchewan et à Terre-Neuve (de -21 % à -25 %).    Toutefois, les individus âgés de 25 à 64 ans ont suivi des trajectoires fort différentes. Durant la période de 1991 à 1996, les communautés rurales ont vu leur population d'individus de ce groupe d'âge augmenter de 4 %.    Bien que l'étude n'ait pas analysé les raisons qui expliquent les flux migratoires des adolescents, il est probable que des facteurs tels que le besoin de poursuivre des études postsecondaires, le désir d'obtenir son indépendance, le désir de réaliser ses aspirations ou de «découvrir le monde» et le désir d'obtenir un emploi (bien rémunéré) jouent un rôle dans la décision de migrer d'une région rurale vers une région urbaine.    Les raisons qui permettraient d'expliquer les hausses nettes d'individus âgés de 25 à 64 ans dans les communautés rurales sont présentement inconnues.    Les flux migratoires des régions rurales ont varié de façon marquée entre les différentes provinces. Sur le plan démographique, les régions rurales de la Colombie-Britannique ont connu une forte hausse de 1991 à 1996, enregistrant des augmentations nettes d'environ 15 % chez les individus âgés de 15 à 29 ans. À Terre-Neuve, les communautés rurales ont subi des pertes nettes correspondantes de 15 % dans ce groupe d'âge.    Au sein des provinces, les flux migratoires ont varié de façon importante entre les diverses régions économiques.    Les différences interprovinciales dans les taux de chômage coïncident avec les différences interprovinciales dans les flux migratoires nets. En 1996, le taux de chômage observé dans les régions rurales chez les individus âgés de 15 à 29 ans qui n'étudiaient pas à temps plein s'élevait à 27 % dans les provinces de l'Atlantique, comparativement à seulement 11 % en Alberta et à 16 % en Colombie-Britannique. ______________________________________________________________________ Note aux lecteurs    L'étude «Les jeunes ruraux: rester, quitter, revenir» analyse les flux migratoires des jeunes individus dans les régions rurales. Elle examine dans quelle mesure les jeunes individus quittent ou retournent dans les communautés rurales et, par conséquent, dans quelle mesure les régions rurales subissent un déclin de leur population jeune. Ce communiqué résume les résultats de l'étude.    Les données utilisées dans l'étude proviennent des recensements de 1991 et de 1996, de données administratives et de l'Enquête sur la dynamique du travail et du revenu portant sur la période allant de 1993 à 1997. Une région urbaine est une unité géographique qui se situe dans une région métropolitaine de recensement (RMR) ou dans une agglomération de recensement (AR). Une RMR est une région ayant un noyau urbain comptant au moins 100 000 individus, tandis qu'une AR a un noyau urbain comptant de 10 000 à 100 000 individus. Les régions rurales et les petites villes sont définies de façon résiduelle comme étant des unités géographiques n'appartenant ni à une RMR ni à une AR. Le terme «région rurale» désigne une communauté rurale ou une petite ville.    Un «migrant» est une personne qui vivait dans une unité géographique donnée en 1991 mais non en 1996. Autrement, une personne est définie comme un non-migrant. Un «résident permanent» est une personne qui est demeurée dans la même unité géographique durant les 11 années portant sur la période allant de 1987 à 1997. Un migrant de retour est un individu qui a changé d'unité géographique à un moment donné de 1987 à 1997, mais dont l'unité géographique en 1997 est la même que celle de 1987. Une personne qui a quitté et qui n'est pas revenue est celle qui a changé d'unité géographique à un moment donné de 1987 à 1997 et dont l'unité géographique en 1997 diffère de celle de 1987.    L'étude ne considère que les individus qui vivaient au Canada tant au début qu'à la fin de la période de référence. Elle ne tient pas compte des décès ou de la migration internationale. Dans cette étude, la population des jeunes individus est divisée en trois groupes d'âge: 15 à 19 ans, 20 à 24 ans et 25 à 29 ans. ______________________________________________________________________    Puisque la migration n'est pas toujours définitive, il est crucial d'examiner combien d'individus retournent dans leur communauté rurale après l'avoir quittée. Si une proportion importante de migrants retournaient au sein de leur communauté d'origine, la migration de retour pourrait contribuer à maintenir la population d'une cohorte donnée dans la communauté.    Cependant, l'étude révèle que seulement un jeune migrant sur cinq est retourné dans sa communauté rurale dix ans plus tard. Cela suggère que les régions rurales doivent miser sur les autres régions (principalement urbaines) pour maintenir la taille de leur population. C'est le cas de certaines communautés rurales qui enregistrent des hausses nettes chez les individus âgés de 25 à 29 ans ou plus âgés. Les régions rurales ne subissent pas toujours des pertes nettes d'individus    Bien que toutes les provinces aient enregistré des pertes nettes d'adolescents dans les communautés rurales de 1991 à 1996, la plupart des provinces ont connu des hausses nettes chez les individus âgés de 25 à 29 ans vivant en région rurale. La Colombie-Britannique a obtenu la plus forte croissance dans ce groupe d'âge (+21 %). De plus, toutes les provinces, sauf Terre-Neuve et la Saskatchewan, ont connu des hausses nettes d'individus âgés de 30 à 64 ans vivant en milieu rural. La question de savoir si les communautés rurales ont enregistré des pertes nettes chez les individus âgés de 20 à 24 ans demeure indéterminée. L'effet net de ces tendances est que la population rurale âgée de 15 ans et plus a augmenté dans les quatre plus grandes provinces, soit le Québec, l'Ontario, l'Alberta et la Colombie-Britannique. Les flux migratoires varient entre provinces et régions économiques    De 1991 à 1996, les flux migratoires ont varié de façon marquée entre les différentes provinces. Les communautés rurales de Terre-Neuve et de la Saskatchewan ont vu leur population d'adolescents baisser de 21 % à 25 %, comparativement à seulement 3 % en Colombie-Britannique. Pour l'ensemble du Canada, les pertes nettes correspondantes en milieu rural étaient de 12 %.    Même au sein des provinces, les flux migratoires ont varié de façon substantielle entre les diverses régions économiques. Au Québec, les régions économiques du Bas-Saint-Laurent, de l'Abitibi-Témiscamingue et du Saguenay-Lac-Saint-Jean ont subi des pertes nettes d'au moins 5 % chez leur population rurale âgée de 15 à 29 ans. Par contre, les régions économiques de Lanaudière et des Laurentides ont bénéficié d'une croissance nette d'au moins 5 %. En Ontario, la région économique du Nord-Est a connu un recul d'au moins 5 %, tandis que Kitchener-Waterloo-Barrie enregistrait une croissance positive d'au moins 5 %.    Durant cette période, la plupart des régions économiques de Terre-Neuve ont subi des pertes nettes de leur population rurale jeune, et la plupart des régions de la Colombie-Britannique ont bénéficié de hausses nettes. La migration de retour est limitée    Il se peut que certains jeunes individus ayant quitté les communautés rurales reviennent travailler dans leur région d'origine. D'autres peuvent décider de rester en milieu urbain et ne pas y revenir.    De 1987 à 1997, 44 % des adolescents sont demeurés dans leur communauté rurale. Aussi, 12 % sont partis à un certain moment et étaient de retour en 1997. Le reste, soit 44 %, sont partis et ne sont pas revenus. Ainsi, 56 % des adolescents étaient dans leur communauté rurale d'origine à la fin de cette période de dix ans. De plus, 64 % des individus âgés de 20 à 24 ans et 74 % de ceux âgés de 25 à 29 ans sont demeurés ou sont retournés dans leur communauté rurale d'origine.    Les jeunes qui ont quitté leur communauté rurale y retournent rarement. Au sein des trois groupes d'âge utilisés pour définir la population des jeunes, seulement 20 % à 22 % des migrants étaient de retour dans leur communauté rurale en 1997. Ces résultats montrent que la migration de retour a probablement un effet limité sur la taille d'une cohorte donnée. Les régions rurales doivent miser sur l'arrivée d'individus provenant d'autres régions (principalement urbaines) pour maintenir la taille d'une population donnée. Les migrants ruraux diffèrent des non-migrants ruraux    Les jeunes individus qui ont quitté leur communauté rurale diffèrent de ceux qui y sont restés. Parmi les jeunes qui n'étaient pas étudiants, les diplômés universitaires ont quitté les régions rurales en plus grande proportion (42 %) que les diplômés d'études secondaires (27 %). Les individus en milieu rural qui détenaient un emploi durant toute l'année étaient moins susceptibles de migrer que ceux qui, toute l'année durant, n'avaient pas d'emploi. Taux d'entrée faibles dans les provinces de l'Atlantique    Lorsque les communautés rurales d'une province donnée ont des flux migratoires nets moindres que la moyenne nationale (de l'ensemble des communautés rurales), l'écart peut être attribuable au fait que les taux d'entrée sont inférieurs à la moyenne nationale ou encore au fait que les taux de sortie sont supérieurs à la moyenne nationale.    Dans les provinces de l'Atlantique, la source de l'écart est non équivoque. Presque toutes les communautés rurales de l'Atlantique dont les flux migratoires nets sont inférieurs à la moyenne nationale avaient de faibles taux d'entrée: ces communautés n'attiraient pas une proportion comparable de nouveaux résidents. Les conditions du marché du travail sont plus difficiles dans les régions rurales    Bien qu'il existe plusieurs facteurs qui incitent les individus à quitter les régions rurales pour les régions urbaines, il demeure que les conditions du marché du travail sont moins favorables en milieu rural. En 1996, le taux de chômage des individus âgés de 15 à 29 ans qui n'étudiaient pas à temps plein s'élevait à 17 % en milieu rural, comparativement à 12 % en milieu urbain. Le taux de chômage des jeunes en milieu rural atteignait 40 % à Terre-Neuve et 11 % en Alberta.    De même, le pourcentage de travailleurs employés à temps plein toute l'année était plus faible dans les régions rurales. En 1995, le taux d'emploi à temps plein toute l'année des jeunes travailleurs était de 39 % en milieu rural, comparativement à 49 % en milieu urbain. En milieu rural, ce taux était le plus faible à Terre-Neuve (22 %) et le plus élevé en Ontario (45 %). Les migrants voient leurs salaires croître plus rapidement que les non-migrants    Le désir d'améliorer ses conditions salariales est une des raisons pour lesquelles les individus migrent, et les données semblent appuyer cette explication. Les individus âgés de 25 à 29 ans en 1993 qui ont quitté leur communauté rurale ont vu leurs salaires annuels réels augmenter de 22 % de 1993 à 1997, comparativement à seulement 16 % pour leurs homologues qui sont demeurés au sein de la communauté.    Toutefois, cette croissance plus rapide des salaires ne résulte pas nécessairement du processus de migration. Il est possible que les migrants ruraux aient un potentiel intrinsèque de croissance des salaires qui soit supérieur à celui des non-migrants ruraux. Certains migrants peuvent être «sur la voie rapide» en ce qui a trait à la progression des salaires. Les migrants de retour ont une croissance des salaires moindre que les migrants qui ne sont pas revenus    Il est possible que ceux qui reviennent dans leur communauté rurale le fassent parce qu'ils n'ont pas trouvé l'emploi bien rémunéré qu'ils espéraient trouver dans une agglomération plus grande. D'autres peuvent migrer en milieu urbain, y trouver un emploi payant imposant de longues heures et décider ensuite de retourner dans leur communauté rurale avec un emploi moins payant, mais exigeant des heures moindres. Dans les deux cas, ces migrants de retour connaîtraient une croissance des salaires annuels relativement faible.    Ceux qui ont migré et qui ne sont pas revenus peuvent avoir trouvé un bon emploi comprenant des conditions de travail intéressantes. Si tel est le cas, la croissance des salaires des migrants de retour pourrait être inférieure à celle des migrants qui ne sont pas revenus.    Les données sont compatibles avec ce dernier énoncé. Dans les trois groupes d'âge de la population de jeunes, la croissance des salaires des migrants de retour est beaucoup plus faible que celle des migrants qui ne sont pas revenus. Les individus âgés de 20 à 24 ans en 1987 qui ont migré et se sont retrouvés dans leur communauté rurale en 1997 ont vu leurs salaires annuels réels augmenter d'environ 7 700 $ (en dollars constants de 1992) de 1987 à 1997, comparativement à environ 13 400 $ pour leurs homologues qui ne sont pas revenus.    L'étude «Les jeunes ruraux: rester, quitter, revenir» est disponible auprès de Ling Lee au (613) 759-7040, Secrétariat rural d'Agriculture et Agroalimentaire Canada et de Wade Aucoin au (506) 851-2576, Agence de promotion économique du Canada atlantique.    Les résultats sont également disponibles à Statistique Canada en consultant le document de recherche Les jeunes ruraux: rester, quitter, revenir (11F0019MPF, 5 $ / 25 $). De plus, le document (11F0019MIF, gratuit) est également accessible dans le site Web de Statistique Canada (www.statcan.ca) sous Produits et services, Documents de recherche téléchargeables (gratuits). Une version condensée de l'étude, intitulée «Origines rurales», paraîtra en septembre dans le numéro d'automne de L'emploi et le revenu en perspective (75-001-XPF).    Pour plus de renseignements ou pour en savoir davantage sur les concepts, les méthodes et la qualité des données, communiquez avec René Morissette au (613) 951-3608 (moriren@statcan.ca), Division de l'analyse des entreprises et du marché du travail. -------------------------------------------------------------------------------- Ventes et stocks des grands magasins Juillet 2000    Les grands magasins ont affiché d'importantes ventes pour un deuxième mois consécutif en juillet. Les consommateurs ont dépensé 1,58 milliard de dollars (chiffre désaisonnalisé) dans les grands magasins en juillet, en hausse de 2,6 % par rapport à juin. Les augmentations de juin et de juillet ont ramené les ventes à un niveau inférieur de 0,4 % au sommet observé en août 1999, alors que plusieurs magasins avaient fermé leur porte dans le cadre de la restructuration du secteur des grands magasins.    Les ventes des grands magasins ont augmenté rapidement depuis le début du printemps, à la suite d'une période de diminutions qui avait débuté en septembre 1999. Depuis le début de 1996, les grands magasins avaient généralement connu des ventes à la hausse, sauf pour une pause au cours du printemps et de l'été 1998. -------------------------------------------------------------------------------- Tableau: Ventes des grands magasins incluant les concessions _______________________________________________________________________________ Juillet 1999 à Juillet 1999 Juillet 2000 juillet 2000 _______________________________________________________________________________ données non données non données non désaisonnalisées désaisonnalisées désaisonnalisées ---------------- ---------------- ---------------- millions de $ millions de $ var. en % ---------------- ---------------- ---------------- Canada 1 383,2 1 396,3 0,9 Terre-Neuve et l'Île-du- Prince-Édouard(1) 28,4 29,9 5,3 Nouvelle-Écosse 42,8 42,1 -1,6 Nouveau-Brunswick 30,9 31,8 2,8 Québec 257,2 261,2 1,5 Ontario 584,8 594,1 1,6 Manitoba 57,2 57,3 0,3 Saskatchewan 46,3 49,5 6,9 Alberta 161,3 164,8 2,2 Colombie-Britannique, Yukon, Territoires du Nord-Ouest et Nunavut(1) 174,3 165,6 -5,0 _______________________________________________________________________________ _____________________________________________________________ Janv.- juillet Janvier à 1999 à janv.- juillet 2000 juillet 2000 _____________________________________________________________ données non données non désaisonnalisées désaisonnalisées ---------------- ---------------- millions de $ var. en % ---------------- ---------------- Canada 9 004,1 2,5 Terre-Neuve et l'Île-du- Prince-Édouard(1) 180,0 10,7 Nouvelle-Écosse 267,2 0,7 Nouveau-Brunswick 204,5 7,6 Québec 1 688,5 2,5 Ontario 3 851,7 2,7 Manitoba 371,1 1,3 Saskatchewan 319,2 9,0 Alberta 1 062,2 3,8 Colombie-Britannique, Yukon, Territoires du Nord-Ouest et Nunavut(1) 1 059,7 -2,6 _____________________________________________________________ 1 Pour des raisons de confidentialité, les données de Terre- Neuve et de l'Île-du-Prince-Édouard sont regroupées, comme le sont celles du Yukon, des Territoires du Nord-Ouest, du Nunavut et de la Colombie-Britannique.    À l'échelle nationale, les ventes non désaisonnalisées des grands magasins ont augmenté de 0,9 % en juillet par rapport au même mois de 1999. Les plus importantes augmentations d'une année à l'autre ont été observées en Saskatchewan (+6,9 %) et dans le groupe formé de Terre-Neuve et de l'Île-du-Prince-Édouard (+5,3 %). La hausse des ventes en juillet, par rapport au même mois de 1999, était presque identique en Ontario (+1,6 %) et au Québec (+1,5 %). La région formée de la Colombie-Britannique, du Yukon, des Territoires du Nord-Ouest et du Nunavut (-5,0 %) ainsi que la Nouvelle-Écosse (-1,6 %) ont enregistré les seules diminutions. Données stockées dans CANSIM: matrices 111, 112 (série 1) et 113 (série 3).    Pour obtenir des données ou des renseignements généraux, communiquez avec la Sous-section des services à la clientèle au (613) 951-3549 ou composez sans frais le 1 877 421-3067 (detaillantsinfo@statcan.ca). Pour des renseignements analytiques ou pour en savoir davantage sur les concepts, les méthodes et la qualité des données, communiquez avec Paul Gratton au (613) 951-3541 (gratpau@statcan.ca), Division de la statistique du commerce. -------------------------------------------------------------------------------- Ciment Juillet 2000    En juillet, les fabricants ont livré 1 270 737 tonnes de ciment, en baisse de 7,8 % par rapport aux 1 377 900 tonnes livrées en juin et de 6,6 % par rapport aux 1 360 847 tonnes (chiffre révisé) livrées en juillet 1999.    De janvier à juillet, les livraisons étaient de 6 689 881 tonnes, en hausse de 1,2 % comparativement aux 6 609 214 tonnes (chiffre révisé) livrées au cours de la même période en 1999. Données stockées dans CANSIM: matrices 92 et 122 (série 35).    Le numéro de juillet 2000 de Ciment (44-001-XIB, 5 $ / 47 $) est maintenant en vente. Voir Pour commander les produits.    Pour plus de renseignements ou pour en savoir davantage sur les concepts, les méthodes et la qualité des données, communiquez avec Robert Traversy au (613) 951-3531 (travrob@statcan.ca), Division de la fabrication, de la construction et de l'énergie. -------------------------------------------------------------------------------- NOUVEAUX PRODUITS Ciment, juillet 2000 Numéro du catalogue: 44-001-XIB (5$/47$). Transport du pétrole brut et des produits pétroliers raffinés par pipeline, juin 2000 Numéro du catalogue: 55-001-XIB (9$/86$). Transport et distribution du gaz naturel, mai 2000 Numéro du catalogue: 55-002-XIB (13$/125$). Statistiques de l'énergie électrique, juin 2000 Numéro du catalogue: 57-001-XIB (9$/85$). Les jeunes ruraux: rester, quitter, revenir - document de recherche no 152, 1991-1996 Numéro du catalogue: 11F0019MIF (Sans frais). Les jeunes ruraux: rester, quitter, revenir - document de recherche no 152, 1991-1996 Numéro du catalogue: 11F0019MPF (5$/25$). Les prix sont en dollars canadiens et n'incluent pas les taxes de vente. Des frais de livraison supplémentaires s'appliquent aux envois à l'extérieur du Canada. Les numéros au catalogue se terminant par: -XIB ou -XIF représentent la version électronique en vente sur Internet, -XMB ou -XMF, la version micro-fiche, -XPB ou -XPF, la version papier, -XDB, la version électronique sur disquette et -XCB, la version électronique sur CD-ROM.