Fédération Française des Sociétés d'Assurances<br/><br/>Différences entre les femmes et les hommes dans les prestations d'arrêt de travail<br/><br/><br/>Données publiques<br/><br/><br/>Etudes sur le risque arrêt de travail Données publiques disponibles<br/><br/>Arrêts de travail La principale source de données est l'enquête réalisée par l'INSEE : enquête décennale Santé 2002-2003. Elle exclut les congés maternité, des arrêts pris en compte dans le cadre de l'enquête.<br/>·<br/><br/>en juillet 2005 dans la revue DREES - Etudes et Résultats n° 418 - Les interruptions d'activité pour raisons de santé au cours de la vie professionnelle<br/><br/>La déclaration d'arrêts d'activité pour raison de santé est plus fréquente chez les hommes : 14,5 % des hommes contre 13,1 % des femmes déclarent ainsi avoir connu au long de leur vie professionnelle un arrêt de travail d'au moins un mois consécutif pour cette raison. La proportion d'hommes arrêtés pour de courtes périodes est plus élevée que celle des femmes, l'écart entre sexes tend à se réduire, voire à s'annuler, lorsque la période d'arrêt est plus longue (tableau 1). Par ailleurs, ce résultat varie selon le groupe d'âge considéré. Ainsi, les jeunes femmes se démarquent de leurs aînées en interrompant leur activité professionnelle plus fréquemment que leurs homologues masculins : quelle que soit la durée de l'arrêt, les interruptions d'activité pour raison de santé déclarées par les actives âgées de 15 à 24 ans sont significativement supérieures à celle des hommes du même âge (6,6 % versus 5 %). Entre 25 et 44 ans, ces proportions sont quasi identiques pour Les hommes et les femmes (respectivement 11,4 % et 11,2 %) ; et ce pour les arrêts courts et longs. En revanche, passés 45 ans, les hommes sont proportionnellement plus nombreux à déclarer de telles cessations d'activité. Pour les arrêts de longue durée, l'écart entre genre se creuse après 65 ans : 6 % des anciennes actives ont cessé leur travail plus de six mois contre 8,6 % des anciens actifs.<br/>·<br/><br/>En 2007 dans la revue DREES - Dossiers solidarité et santé n° 2- 2007 ­ Les arrêts de travail des seniors en emploi<br/><br/>La Fréquence du recours aux arrêts de travail est différente selon le sexe des individus. Ainsi, 10% des hommes actifs âgés de 50 et plus ont eu au moins un arrêt maladie contre 8% des femmes. Autres statistiques Accidents La Cnamts réalise une étude portant sur les accidents de la vie courante (série « Point stat ») à partir des résultats de l'enquête Santé et Protection sociale (SPS) de l'Irdes, elle-même effectuée tous les deux ans. L'étude réalisée à partir des données de l'enquête 2002 fait apparaître que les hommes et les femmes sont inégaux devant les accidents selon les périodes de la vie. Si les accidents domestiques touchent indifféremment<br/>1<br/><br/><br/>les personnes des deux sexes, il n'en est pas de même pour les accidents de sport et de loisirs qui concernent davantage les hommes. Taux d'incidence selon l'âge et le sexe des accidents de la vie courante<br/><br/>Jusqu'à l'âge de 40-49 ans, les hommes sont plus touchés que les femmes, ceci étant dû à une conduite à risque plus fréquente. Le phénomène s'atténue et se stabilise vers l'âge de 50 ans, avant de s'inverser à partir de 80 ans. Passé cet âge, les femmes se révèlent être plus sujettes aux accidents de la vie courante, surtout domestiques : il survient un peu plus de 10 accidents par trimestre pour 100 femmes. L'enquête montre également que les femmes ont deux fois moins d'accidents que les hommes dans l'ensemble des pratiquants réguliers de sport (c'est-à-dire les personnes pratiquant une activité sportive au moins une fois par semaine). Le nombre d'accidents de sport est le plus élevé chez les hommes âgés de 16 à 19 ans, avec 4,5% d'accidentés par trimestre contre 1,9% chez les femmes. Taux d'incidence des accidents de sport<br/><br/>Invalidité<br/><br/>L'Irdes met à disposition sur son site Internet des statistiques selon le sexe issues des enquêtes décennales sur la santé et les soins médicaux (sources Insee et Irdes). Les résultats concernent la morbidité, le risque vital, l'invalidité et l'incapacité. Là encore, la plupart des tableaux de données indiquent des différences significatives selon le sexe de l'individu.<br/><br/>*** ANNEXES DREES - Etudes et Résultats n° 418 - Les interruptions d'activité pour raisons de santé au cours de la vie professionnelle DREES - Dossiers solidarité et santé n° 2- 2007 ­ Les arrêts de travail des seniors en emploi<br/><br/>2<br/><br/><br/>Ministère de l'Emploi, de la cohésion sociale et du logement<br/><br/>Ministère de la Santé et des Solidarités<br/><br/>Près de 14 % des actifs ou anciens actifs déclarent avoir connu une interruption d'activité pour raison de santé, d'au moins quatre semaines consécutives, au cours de leur vie professionnelle. La durée de ces interruptions est variable : elle atteint plus de six mois consécutifs pour 44 % d'entre eux (soit 6 % des actifs ou anciens actifs), et plus de trois ans pour 8 %. Les hommes sont plus nombreux que les femmes à déclarer avoir interrompu leur travail pendant des périodes courtes. Ces interruptions pour raison de santé sont globalement plus fréquentes dans l'industrie et le bâtiment, et pour les hommes les arrêts longs se produisent plus souvent dans la construction. Les ouvriers et les employés sont plus fréquemment concernés par de telles interruptions que les cadres, l'écart variant de 1 à 3 pour les arrêts de plus de 6 mois. L'état de santé déclaré par les personnes ayant connu une interruption d'activité pour des problèmes de santé est moins bon que celui des actifs ou anciens actifs n'ayant jamais cessé durablement leur travail pour ce motif, surtout lorsque cette interruption a été prolongée. Les personnes ayant cessé durablement leur activité pour raison de santé déclarent souvent aussi davantage de maladies chroniques (30 % en déclarant au moins trois) et s'estiment plus souvent limitées dans leurs activités quotidiennes (42 % d'entre elles).<br/>Albane GOURDOL<br/>Ministère de l'Emploi, de la cohésion sociale et du logement Ministère de la Santé et des solidarités Drees<br/><br/>N° 418 · juillet 2005<br/><br/>Les interruptions d'activité pour raisons de santé au cours de la vie professionnelle<br/><br/>lus de 35 000 français ont été interrogés par l'INSEE sur leur état de santé entre octobre 2002 et septembre 2003 (encadré 1). Près de 70 % des enquêtés âgés de 15 ans et plus ont alors déclaré exercer ou avoir exercé une activité professionnelle au cours de leur vie. Cette vie professionnelle a souvent été émaillée par des interruptions d'activité d'origines diverses : chômage, grossesses, maladies, congés parentaux, service militaire, ... Près de 60 % de ces actifs ou anciens actifs déclarent ainsi avoir déjà interrompu leur activité au cours de leur vie professionnelle passée pour au moins l'un de ces motifs. L'enquête permet d'analyser plus précisément la situation des personnes ayant déclaré avoir interrompu au moins quatre semaines consécutives leur activité pour des raisons de santé1. Cependant, l'interruption d'activité normale, consécutive à une maternité n'est pas considérée dans l'enquête comme une interruption pour raisons de santé. Par ailleurs, l'enquête ne permet pas de connaître les causes de ces cessations d'activité, qui ne sont donc pas nécessairement liées au travail.<br/><br/>P<br/><br/>1. L'enquête décennale sur la santé ne comptabilise pas les arrêts pour raison de santé brefs (de durée inférieure à un mois).<br/><br/>···<br/><br/><br/>LES INTERRUPTIONS D'ACTIVITÉ POUR RAISONS DE SANTÉ AU COURS DE LA VIE PROFESSIONNELLE<br/><br/>E· 1<br/>Les données utilisées : l'enquête décennale sur la santé 2002-2003 de l'iNSEE<br/><br/>2<br/><br/>L'Enquête Décennale sur la Santé s'est déroulée d'octobre 2002 à septembre 2003. Son objectif était triple : relever la morbidité individuelle déclarée et évaluer l'état de santé de la population, connaître et quantifier les consommations de soins et de prévention, expliciter les relations entre la santé, la consommation et les caractéristiques socio-démographiques des personnes et du ménage auquel elles appartiennent. Cette enquête a comporté plusieurs vagues, afin de prendre en compte les variations saisonnières de morbidité et de consommations, et trois visites successives d'enquêteur dans une logique de mesure de l'incidence des problèmes de santé et des consommations survenant sur une période de temps donné. Au total, 35 073 personnes ont été complètement enquêtées (85,8 % de l'ensemble des personnes composant les ménages ayant accepté l'enquête). L'Enquête Décennale sur la Santé est une enquête transversale qui ne peut pas observer directement les parcours des individus. Cependant, cette enquête appréhende certains évènements de la vie des enquêtés en posant des questions rétrospectives. Elle permet ainsi de quantifier les interruptions d'activité professionnelle des enquêtés au cours de leur vie active à travers deux questions : - « Au cours de votre vie professionnelle (à partir de votre premier emploi et jusqu'à votre dernier emploi), pendant combien de mois n'avez-vous pas travaillé (chômage, inactivité, longue maladie, études, service militaire...) ?» - « Au cours de ces mois ou ces années, avez-vous : (4 réponses possibles) - été au chômage - été arrêté une ou plusieurs fois au moins 6 mois consécutifs pour raisons de santé - été arrêté une ou plusieurs fois entre 1 et 6 mois pour raisons de santé - arrêté votre activité pour d'autres raisons » Ces arrêts se traduisent par des interruptions d'activité pour cause de chômage, de problèmes de santé, de congé parental,... Ils ne sont pas datés et peuvent avoir eu lieu à un moment quelconque de la vie active des enquêtés, il y a un mois ou dix ans. Les données ne permettent pas non plus de connaître les causes exactes de l'interruption (chômage suite à la fin d'une mission d'intérim, nature de la maladie, accident domestique...). Cette étude ne s'intéresse qu'aux interruptions d'activité d'au moins quatre semaines consécutives pour raison de santé. Elle porte sur une population âgée de 15 ans et plus en activité ou ayant déjà exercé une activité professionnelle, et ayant interrompu cette activité pour des problèmes de santé. La population de l'étude est constituée de 1 921 hommes et 1 806 femmes de 15 ans et plus, représentative d'environ 5,6 millions d'individus. Les questions utilisées pour réaliser cette étude n'ayant pas été posées dans l'enquête de 1991-1992, il n'a pas été possible de présenter des résultats en terme d'évolution.<br/>Ces informations offrent une vision plus large que les autres études sur les arrêts de travail, qui ne s'intéressent généralement qu'aux salariés actuellement en emploi2. Elles ne peuvent cependant que difficilement être comparées à d'autres résultats. Toutefois, les résultats qui portent sur les inégalités sociales en matière d'interruptions d'activité pour raison de santé, seront comparés à la littérature existante. La durée de ces interruptions est variable. Les arrêts de travail pour longues maladies (supérieurs à six mois) sont un peu moins fréquents que les interruptions plus courtes (comprises entre un et six mois) : près de 44 % des personnes qui ont déclaré une interruption d'activité d'au moins un mois pour raison de santé se sont arrêtées plus de six mois consécutifs, et 8 % plus de 3 ans. Il est toutefois vraisemblable que ces proportions soient un peu surestimées par rapport à la réalité, les périodes longues étant sans doute plus présentes dans la mémoire des enquêtés que les périodes plus brèves. Ces personnes ayant déclaré s'être arrêtées pendant plus de six mois pour une raison de santé, représentent ainsi plus de 6 % de l'ensemble des actifs ou anciens actifs âgés de plus de 15 ans. Un effet d'âge notable apparaît dans ces déclarations. D'une part, le risque, pour les travailleurs plus âgés, d'avoir<br/><br/>connu un arrêt d'activité est plus élevé que pour les plus jeunes. D'autre part, l'état de santé a tendance à se détériorer lorsque l'âge s'accroît, augmentant le risque d'arrêts d'activité pour raison de santé. Ainsi, moins de 6 % des personnes âgées de 15 à 24 ans ont déclaré avoir déjà interrompu leur activité au moins un mois pour raison de santé, contre 18 % des actifs ou anciens actifs âgés de 45 à 64 ans. Ce pourcentage est un peu plus faible chez les anciens actifs de plus de 65 ans (15 %), sans que l'on puisse savoir si ce résultat tient à l'oubli de certaines interruptions d'activité, ou à un effet de sélection des répondants tenant à une mortalité possiblement plus précoce des personnes ayant interrompu leur activité pour raisons de santé. Les enquêtés ayant déclaré un (ou des) arrêt(s) de travail de durée supérieure à six mois sont encore plus âgés. La moitié d'entre eux a plus de 53 ans, contre 49 ans pour les personnes dont l'arrêt est compris entre un et six mois. Seuls moins de 2 % des 1524 ans, contre près de 5 % des 25-44 ans et 8,5 % des 45-64 ans déclarent ainsi avoir interrompu leur activité pendant plus de six mois. Les jeunes (15-24 ans) qui interrompent leur activité pour des raisons de santé, le font donc davantage sur de plus courtes durées (graphique 1). Chez les populations d'âge plus élevé, la fréquence des arrêts de très longue durée augmente. Près de 13 % des actifs<br/><br/>Plus de 6 % des actifs ou anciens actifs déclarent avoir cessé leur activité professionnelle pendant plus de six mois pour une raison de santé<br/>Près de 14 %3 des actifs ou anciens actifs déclarent avoir, depuis le début de leur vie professionnelle, cessé leur activité au moins quatre semaines consécutives pour une raison de santé.<br/>ÉTUDES et RÉSULTATS N° 418 · juillet 2005<br/><br/>2. La Caisse Nationale de l'Assurance Maladie des Travailleurs Salariés a publié en 2004 une étude sur un sujet proche (CNAMTS, 2004). L'article présente les résultats d'une enquête menée sur 7 600 personnes en arrêts de travail d'une durée de 2 à 4 mois et réalisée par l'Assurance Maladie en France au cours du premier trimestre 2004. L'étude dresse le profil des assurés en arrêt de travail pour maladie : sexe, âge, situation socioprofessionnelle. Les résultats généraux apportent une bonne connaissance des pathologies responsables de la prescription d'arrêt de travail ainsi que des caractéristiques socioprofessionnelles des assurés. Toutefois le champ de cette étude diffère largement de celui retenu dans cet « Études et Résultats » aussi bien en terme de population analysée que de la durée des arrêts. 3. Pour le calcul de la précision des indicateurs, nous avons considéré que la plan de sondage de l'enquête décennale santé (plus complexe en réalité) suivait un sondage aléatoire simple.<br/><br/><br/>LES INTERRUPTIONS D'ACTIVITÉ POUR RAISONS DE SANTÉ AU COURS DE LA VIE PROFESSIONNELLE<br/><br/>ou anciens actifs âgés de 65 ans et plus, et amenés à interrompre leur activité pour des raisons de santé, l'ont de fait cesser pendant plus de 3 ans, cette proportion étant deux fois plus faible chez les 25-44 ans.<br/><br/>G ·01<br/><br/>moins d'arrêts de travail de longue durée chez les jeunes<br/><br/>100 % 90 % 80 % Arrêt de 3 ans et plus 70 % 60 % 50 % Arrêt de 1 à 3 ans Durée de l'interruption d'activité<br/><br/>Les jeunes femmes déclarent plus souvent que les hommes avoir eu des arrêts maladie de longue durée<br/>La déclaration d'arrêts d'activité pour raison de santé est par ailleurs un peu plus fréquente chez les hommes : 14,5 % des hommes contre 13,1 % des femmes déclarent ainsi avoir connu au long de leur vie professionnelle un arrêt de travail d'au moins un mois consécutif pour cette raison (tableau 1). Ce résultat diffère de ce qu'a observé la CNAMTS en 2004, où « les femmes étaient plus fréquemment en arrêt de travail » (CNAMTS, 2004). Outre les différences de champ entre l'enquête santé et l'étude de la CNAMTS (arrêts de travail d'une durée comprise entre 2 et 4 mois concernant les salariés du secteur privé), ces divergences peuvent aussi s'expliquer par l'exclusion des congés maternité des arrêts pris en compte dans le cadre de l'enquête santé. En outre, la proportion d'hommes arrêtés pour de courtes périodes est plus élevée que celle des femmes, l'écart entre sexes tend à se réduire, voire à s'annuler, lorsque la période d'arrêt est plus longue (tableau 1). Par ailleurs, ce résultat varie selon le groupe d'âge considéré. Ainsi, les jeunes femmes se démarquent de leurs aînées en interrompant leur activité professionnelle plus fréquemment que leurs homologues masculins : quelle que soit la durée de l'arrêt, les interruptions d'activité pour raison de santé déclarées par les actives âgées de 15 à 24 ans sont<br/><br/>40 % 30 %<br/><br/>Arrêt de 6 à 12 mois<br/><br/>Arrêt de 1 à 6 mois 20 % 10 % 0% 15-24 ans 25-44 ans 45-64 ans 65 ans et plus<br/><br/>Lecture : parmi les 45-64 ans ayant connu une interruption d'activité d'au moins un mois pour raison de santé, plus de 8% ont cessé leur activité plus de 3 ans. Champ : France métropolitaine, personnes ayant cessé de travailler au moins quatre semaines consécutives pour des raisons de santé au cours de leur vie professionnelle. Source : INSEE, Enquête décennale santé 2002-2003, Exploitation DREES.<br/><br/>T ·01<br/><br/>interruption d'activité pour raison de santé par sexe : des arrêts plus nombreux pour les hommes<br/>Arrêt Arrêt de 1 à 6 m oi s 8,1 7,5 6 à 12 mois 3,1 2,5 1 à 3 ans 2,1 2,0<br/><br/>en %<br/><br/>3<br/><br/>3 ans et plus 1,2 1,1<br/><br/>Hommes Femmes<br/><br/>14,5 13,1<br/><br/>La statistique du test d'indépendance du khi2 permet de juger si la liaison entre le sexe et l'existence ou non d'arrêt d'activité pour raison de santé est significative ou non, Ici, cette statistique est significative au seuil de 1% pour l'ensemble des arrêts. Lecture : parmi les hommes exerçant ou ayant exercé une activité professionnelle, 14,5 % ont cessé leur activité au moins un mois pour raison de santé et 1,2 % plus de 3 ans consécutifs. Champ : France métropolitaine, personnes exerçant ou ayant exercé une activité professionnelle. Source : INSEE, Enquête décennale santé 2002-2003, Exploitation DREES.<br/><br/>4. Ces chiffres sont peu différents de ceux publiés par l'Institut National de la Statistique et des Études Économiques (INSEE) dans « La France en bref », Édition 2005. Les écarts proviennent des différences de champ entre la source INSEE (qui ne s'intéresse qu'aux actifs) et celle de l'Enquête Décennale Santé (qui se base sur les actifs et les anciens actifs).<br/><br/>significativement supérieures à celle des hommes du même âge (6,6 % versus 5 %). Entre 25 et 44 ans, ces proportions sont quasi identiques pour les hommes et les femmes (respectivement 11,4 % et 11,2 %) ; et ce pour les arrêts courts et longs. En revanche, passés 45 ans, les hommes sont proportionnellement plus nombreux à déclarer de telles cessations d'activité. Pour les arrêts de longue durée, l'écart entre genre se creuse après 65 ans : 6 % des anciennes actives ont cessé leur travail plus de six mois contre 8,6 % des anciens actifs.<br/><br/>Davantage d'arrêts de travail de longue durée pour les actifs de l'industrie et du bâtiment<br/>Les actifs ou anciens actifs enquêtés se répartissent dans les différents secteurs d'activité de l'économie. Le tertiaire emploie la majorité des travailleurs : près des deux tiers y exercent ou y ont exercé leur emploi ; ils sont à peine plus de 20 % dans l'industrie et 7 % dans la construction et l'agriculture4. Le tertiaire est très féminisé (60 % de ceux qui déclarent y avoir été employés sont des femmes) alors que la<br/>ÉTUDES et RÉSULTATS N° 418 · juillet 2005<br/><br/><br/>LES INTERRUPTIONS D'ACTIVITÉ POUR RAISONS DE SANTÉ AU COURS DE LA VIE PROFESSIONNELLE<br/><br/>4<br/><br/>construction est presque exclusivement masculine (près de 90 %). Aussi, les différences observées entre sexes (tableau 1) et les écarts observés entre secteurs quant aux fréquences des interruptions d'activité pour raison de santé sont-ils interdépendants. C'est globalement l'industrie qui enregistre le plus fort taux de déclaration d'interruption d'activité pour raison de santé et l'agriculture le plus faible (tableau 2). La construction vient en seconde position chez les hommes alors que pour les femmes, on trouve le tertiaire. La prise en compte de la durée de ces arrêts de travail ne modifie pas ce constat pour les femmes. Par contre, pour les hommes, les arrêts de plus de six mois sont plus fréquents dans la construction que dans l'industrie. Selon les données de la CNAMTS et de la Mutualité Sociale Agricole (MSA), les secteurs les plus touchés par les accidents de travail graves (ayant entraîné une incapacité permanente ou un décès) survenus durant l'année 2003 sont l'agriculture et la construction (CNAMTS, 2004). Même si les interruptions liées à un accident du travail ne représentent qu'une partie des interruptions pour raisons de santé, on retrouve donc des résultats convergents dans l'enquête santé : chez les actifs ou<br/><br/>anciens actifs, la construction est à l'origine davantage d'arrêts de travail prolongés pour raison de santé que l'industrie. C'est aussi le cas dans le secteur agricole où la proportion des longs arrêts d'activité est en outre plus élevée que celle des arrêts courts : 5,7 % des travailleurs agricoles ont déjà interrompu leur activité professionnelle pendant plus de six mois contre 4,4 % pour des coupures plus courtes. La faible proportion d'arrêts de un à six mois observée dans le secteur agricole peut s'expliquer en partie par le nombre élevé d'indépendants dans ce secteur, les agriculteurs exploitants ayant tendance à s'arrêter moins souvent que les ouvriers agricoles.<br/><br/>Des arrêts de travail pour raison de santé plus fréquents chez les ouvriers que chez les cadres<br/>L'état de santé de la population et ses disparités sont liés à de nombreux déterminants, parmi lesquels les comportements de santé et les facteurs environnementaux prennent une large place. Parmi eux, le travail joue un rôle important dans la production des inégalités sociales de santé. D'une part, il détermine la place que les personnes occu-<br/><br/>T ·02<br/><br/>interruption d'activité pour raison de santé par secteur d'activité : moins d'arrêts dans l'agriculture<br/>Hommes Arrêt 1à6m us de 6 Arrêt 1à6m us de 6 Arrêt 1à6m us de 6 Arrêt 1à6m us de 6 Brut 10,1 4,4 5,7 15,5 8,7 6,8 16,5 10,0 6,5 12,4 6,3 6,1 Standardisée * 8,7 3,5 5,2 14,6 8,3 6,3 15,1 9,4 5,7 11,4 5,8 5,6 Brut 10,8 6,0 4,8 12,5 6,9 5,6 14,8 8,6 6,2 13,3 7,5 5,8 Femmes<br/><br/>en %<br/><br/>Agriculture pl Construction pl Industrie pl Tertiaire pl<br/><br/>ois mois ois mois ois mois ois mois<br/><br/>Standardisée * 10,7 5,0 5,7 12,4 7,0 5,4 13,6 8,0 5,6 12,1 7,0 5,1<br/><br/>La statistique du test d'indépendance du khi2 permet de juger si la liaison entre le secteur d'activité et l'existence ou non d'arrêt d'activité pour raison de santé est significative ou non, Ici, cette statistique est significative au seuil de 1. * Standardisation sur la structure par âge des populations féminine et masculine métropolitaines au 1er janvier 2003. Lecture : 10,1 % des hommes travaillant dans l'agriculture ont interrompu leur activité professionnelle au moins un mois. Champ : France métropolitaine, personnes exerçant ou ayant exercé une activité professionnelle. Source : INSEE, Enquête décennale santé 2002-2003, Exploitation DREES. ÉTUDES et RÉSULTATS N° 418 · juillet 2005<br/><br/>pent dans la société, donc leurs conditions de vie, de revenu, de logement, et plus largement le milieu social auquel elles appartiennent. D'autre part, les conditions de travail et d'emploi ainsi que les modes d'organisation du travail, ont des effets directs sur la santé et la production des inégalités sociales de santé (Volkoff &amp; Thébaud-Mony, 2000). Ces inégalités sociales valent d'ailleurs pour toutes les dimensions de la santé, qu'il s'agisse des pathologies, de l'état de santé fonctionnel ou mental, ou de l'exposition aux facteurs de risques (Goldberg et al, 2002). Les ouvriers sont ainsi souvent soumis à des contraintes physiques (travail à la chaîne, gestes répétitifs, manutention manuelle de charge), temporelles (délais à respecter) ou exposés à des agents nocifs comme le montre par exemple l'enquête SUMER réalisée en 2003 par la Dares (encadré 2). Le milieu social semble aussi exercer une influence significative sur les consommations de soins, les ouvriers recourant davantage aux soins hospitaliers, les cadres aux soins ambulatoires (Drees, 2003). De plus, les populations les plus défavorisées économiquement sont aussi celles qui ont tendance à cumuler les facteurs de risque (alimentation mal équilibrée, sédentarité, manque d'activité physique...). Il n'est donc pas surprenant d'observer une fréquence des arrêts de travail de plus d'un mois pour raison de santé plus importante pour les ouvriers que pour les autres catégories socioprofessionnelles (PCS) [tableau 3]. Recoupant les résultats de la CNAMTS, les hommes, cadres et agriculteurs exploitants5 déclarent moins fréquemment avoir interrompu leur activité pour raisons de santé que les ouvriers ou les employés. Ce risque apparaît en effet deux fois plus élevé pour les ouvriers (y compris ouvriers agricoles) que pour les cadres : 18,3 % des premiers (contre 8,6 % des cadres) ont interrompu leur activité au moins<br/><br/>5. Les résultats relatifs aux agriculteurs doivent être relativisés car ils sont peu précis. En effet, les effectifs ayant interrompu leur activité professionnelle au moins un mois pour raison de santé pour cette PCS sont très faibles.<br/><br/><br/>LES INTERRUPTIONS D'ACTIVITÉ POUR RAISONS DE SANTÉ AU COURS DE LA VIE PROFESSIONNELLE<br/><br/>un mois d'une manière continue pour raison de santé. Ce résultat reste inchangé lorsque l'on tient compte de la structure d'âge6 de ces professions. Les employés, les professions intermédiaires et les indépendants se situent entre ces deux situations, avec une fréquence des interruptions de travail d'au moins un mois située entre 13,3 % et 15,5 %. Les inégalités entre catégories sociales sont en revanche moins prononcées chez les femmes (tableau 3). Les ouvrières surtout, et dans une moindre mesure les professions intermédiaires et les employées, présentent cependant un risque d'interruption d'activité pour raison de santé un peu plus fort que la moyenne.<br/><br/>dans la population masculine. Ainsi, plus de 9 % des ouvriers et 8,5 % des employés indiquent avoir cessé leur activité entre un et six mois contre 6,1 % des cadres. Pour les interruptions de plus de six mois, le risque relatif varie de 1 à plus de 3 d'une catégorie socioprofessionnelle à l'autre. Ainsi, près de 9 % des ouvriers qui ont déjà travaillé se sont arrêtés plus de six mois<br/><br/>consécutifs, contre 4,3 % des agriculteurs exploitants et seulement 2,5 % des cadres. En outre, lorsque l'on tient compte de la structure par âge de ces catégories (graphique 2), les écarts sont encore plus marqués. À structure d'âge identique, les actifs ou anciens actifs masculins des professions intermédiaires ont alors deux fois plus de risque de s'être arrêtés plus de six mois<br/><br/>E· 2<br/>Inégalités sociales et arrêts d'activité pour raison de santé<br/><br/>Davantage d'arrêts d'activité prolongés chez les ouvriers et les employés<br/>Les différences sociales sont beaucoup plus prononcées s'agissant des arrêts de travail prolongés, et ce surtout<br/>6. Les écarts observés entre catégories socioprofessionnelles sur les taux non standardisés pourraient être dus pour partie à des différences de structure d'âge entre catégories. En effet, les agriculteurs sont plus âgés que les autres PCS. L'âge médian des agriculteurs, c'est à dire l'âge qui sépare la population en deux moitiés égales en nombre est égale à 66 ans contre 46 ans pour les cadres et les ouvriers.<br/><br/>L'inégalité devant la santé est connue depuis longtemps au travers des disparités d'espérance de vie : au vue des chiffres les plus récents, à 35 ans, les ouvriers ont une espérance de vie inférieure de six ans et demi à celle des cadres (Mesrine, 1999). Soumis à des contraintes physiques fortes dans l'exercice de leur profession, les ouvriers souffrent de conditions de travail plus difficiles (Lasfargues, 2005). Selon l'enquête SUMER réalisée en 2003 par la Dares, la proportion de salariés exposés aux nuisances sonores, varie de 4,8 % pour les cadres à plus de 36 % pour les ouvriers. De même, moins de 1 % des cadres déclarent assurer de la manutention manuelle contre plus de 25 % des ouvriers non qualifiés et 20 % des ouvriers qualifiés. Par ailleurs, la charge mentale associée aux différents types de postes de travail diffère assez fortement entre catégories sociales. Un ouvrier sur trois estime que son rythme de travail est imposé par la surveillance hiérarchique (moins de 12 % chez les cadres) et quatre sur dix doivent fréquemment interrompre une tâche pour en effectuer une autre non prévue (Dares, 2004). Ces contraintes se traduisent assez clairement dans les réponses spontanées concernant la santé : l'enquête santé montre, en effet, que les ouvriers déclarent davantage être en mauvaise ou très mauvaise santé, souffrir de nombreuses maladies chroniques et être limités dans leurs activités quotidiennes. Par ailleurs, ils interrompent plus souvent leur activité professionnelle et de façon plus prolongée. Ceci étant, l'analyse des disparités sociales de morbidité se heurte à de nombreuses difficultés, liées à la nature même de l'objet d'étude : non seulement les déclarations analysées dans l'enquête sont soumises aux oublis et aux omissions ; elles peuvent aussi refléter des perceptions des problèmes de santé, eux-mêmes variables selon le milieu social (Girard, Cohidon &amp; Briançon, 2000). Dans des milieux sociaux où les conditions de travail et de vie sont physiquement plus éprouvantes, certaines gênes physiques peuvent être plus fréquemment considérées comme « normales », et aussi ne pas être évoquées.<br/><br/>5<br/><br/>T ·03<br/><br/>interruption d'activité pour raison de santé par catégorie socioprofessionnelle : moins d'arrêts pour les cadres et les agriculteurs<br/>Cadres Agriculteurs 9, 7, 8, 6, 11, 9, 9 7 7 7 2 0 Indépendants 12, 14, 13, 12, 10, 11, 2 2 3 0 4 1 Employés 13, 13, 15, 15, 13, 12, 8 0 5 4 4 8 Ouvriers 17, 16, 18, 17, 14, 14, 2 4 3 6 6 1 Professions intermédiaires 13, 12, 13, 12, 13, 12, 5 5 5 3 5 9<br/><br/>en %<br/><br/>Ensemble 13,8 14,5 13,4 13,1 12,5<br/><br/>Ensemble Standardisée * Hommes Standardisée ** Femmes Standardisée **<br/><br/>9, 8, 8, 7, 11, 10,<br/><br/>6 3 6 1 2 3<br/><br/>Notes : la population est répartie entre 6 catégories socioprofesionnelles ~ cadres : cadres supérieurs, professions libérales, professions intellectuelles, etc ~ agriculteurs exploitants ~ indépendants : artisans, commerçants, chefs d'entreprise ~ employés (de bureau ou de commerce) ~ ouvriers (qualifiés, non qualifiés, agricoles) ~ professions intermédiaires : instituteurs, cadres moyens, techniciens, contremaîtres, etc Les retraités et autres inactifs au moment de l'enquête sont reclassés dans leur ancienne profession. La statistique du test d'indépendance du khi2 permet de juger si la liaison entre le sexe, la catégorie socioprofessionnelle et l'existence ou non d'arrêt d'activité pour raison de santé est significative ou non, Ici, cette statistique est significative au seuil de 1. * Standardisation sur la structure par âge de la population métropolitaine au 1er janvier 2003. ** Standardisation sur la structure par âge des populations féminine et masculine métropolitaines au 1er janvier 2003. Lecture : 8,6 % des cadres ont interrompu leur activité professionnelle au moins un mois pour raison de santé. Champ : France métropolitaine, personnes exerçant ou ayant exercé une activité professionnelle . Source : INSEE, Enquête décennale santé 2002-2003, Exploitation DREES. ÉTUDES et RÉSULTATS N° 418 · juillet 2005<br/><br/><br/>LES INTERRUPTIONS D'ACTIVITÉ POUR RAISONS DE SANTÉ AU COURS DE LA VIE PROFESSIONNELLE<br/><br/>G ·02<br/>en % 18<br/><br/>répartition des arrêts d'activité selon la durée de l'arrêt par catégories socioprofessionnelles* : les arrêts des ouvriers et des employés sont plus longs que ceux des cadres Hommes<br/><br/>16 14 12 10 8 6 4 2 0 Agriculteur Cadre Indépendant Professsion intermédiaire Employé Ouvrier<br/><br/>durée, on retrouve des interruptions plus fréquentes chez les ouvrières et les employées (6,2 % contre 4,2 % pour les cadres). De même, à âge égal, les femmes cadres ont moins de risque d'avoir interrompu leur activité de façon prolongée (plus de six mois) que les ouvrières et les employées (graphique 2).<br/><br/>Plus de 15 % des actifs ou anciens actifs ayant cessé leur activité plus de six mois pour raison de santé déclarent aujourd'hui un mauvais état de santé<br/>Le groupe de chercheurs européens « Euro-REVES »7 a proposé d'harmoniser les instruments de mesure des enquêtes santé afin de pouvoir assurer la comparabilité de certains indicateurs de santé utilisés dans les enquêtes européennes. Trois questions synthétiques (portant sur la santé perçue, la morbidité chronique et les limitations d'activité) ont été proposées et constituent le Module européen minimal sur la santé (MEHM) (encadré 3). Ces questions ont été d'ores et déjà introduites dans différentes enquêtes santés nationales dont l'enquête santé française de l'INSEE. À la question « Comment est votre état de santé général ? », 72 % des personnes âgées de 15 ans et plus ayant déjà travaillé répondent spontanément « bon ou très bon » et 23 % « moyen ». Les appréciations « mauvais ou très mauvais » concernent moins de 5 % de ces actifs ou anciens actifs. Il s'agit ici<br/><br/>en % 18<br/><br/>Femmes<br/><br/>16 14 12<br/><br/>6<br/><br/>10 8 6 4 2 0 Agriculteur Cadre Indépendant Professsion intermédiaire Employé Ouvrier<br/><br/>Interruptions de 1 à 6 mois<br/><br/>Interruptions de plus de 6 mois<br/><br/>* Standardisation sur la structure par âge de la population masculine (féminine) métropolitaine au 1er janvier 2003. Lecture : parmi les ouvriers (ouvrières) qui ont déjà travaillé, plus de 8% (5 %) auraient arrêté leur activité professionnelle plus de six mois, si la catégorie des ouvriers (ouvrières) avait la même structure par âge que la population masculine (féminine) métropolitaine totale. Source : INSEE, Enquête décennale santé 2002-2003, Exploitation DREES.<br/><br/>que les cadres, les indépendants et les employés, plus de trois fois ; et les ouvriers plus de quatre fois. La situation des femmes, comme c'est fréquemment le cas en matière de santé, apparaît beaucoup moins contrastée d'une catégorie sociale à<br/>ÉTUDES et RÉSULTATS N° 418 · juillet 2005<br/><br/>l'autre. Les taux d'arrêt de courte durée (un à six mois d'absence continue) sont identiques pour les cadres et les employées (7 %) et un peu plus élevés pour les professions intermédiaires et les ouvrières (8,4 et 8,5 %). En revanche, pour les arrêts de travail de longue<br/><br/>7. En 1989, un réseau de recherche international sur les espérances de santé (REVES : Réseau espérances de vie en santé) a été créé pour rassembler les chercheurs impliqués dans les calculs et l'analyse de ces indicateurs et mettre en commun leurs résultats et réflexions. Depuis 1995, un groupe européen « Euro-REVES » issu de ce réseau participe à l'élaboration d'indicateurs de santé comparables pour les États membres dans le cadre des programmes de recherche de la communauté européenne ; il évolue aux côtés du bureau européen de l'Organisation mondiale de la santé et d'Eurostat.<br/><br/><br/>LES INTERRUPTIONS D'ACTIVITÉ POUR RAISONS DE SANTÉ AU COURS DE LA VIE PROFESSIONNELLE<br/><br/>d'une auto-évaluation par les personnes de leur état de santé. Par ailleurs, plus de 43 % des actifs et anciens actifs déclarent aujourd'hui au moins une maladie chronique et près de 15 % « être limités depuis au moins six mois à cause d'un problème de santé, dans les activités que les gens font habituellement ». Ces fréquences augmentent avec l'âge : moins d'un quart des jeunes actifs déclarent aujourd'hui une maladie chronique contre plus des deux tiers des plus de 65 ans. De même, 30 % des anciens actifs âgés de plus de 65 ans s'estiment limités dans leur activité contre moins de 7 % des moins de 45 ans. Ces résultats qui certes, portent de façon très globale sur l'état de santé actuel des personnes interrogées, montrent toutefois des clivages entre les actifs ou anciens actifs, selon qu'ils ont ou non interrompu durablement leur activité professionnelle pour des raisons de santé. Les personnes qui ont interrompu au moins une fois leur travail au moins quatre semaines consécutives pour raison de santé se déclarent en effet aujourd'hui en moins bonne santé que celles qui n'ont pas déclaré de telles interruptions : un peu plus de la moitié des premiers contre les trois quarts des seconds qualifient leur état de santé comme bon ou très bon. Qui plus est, plus de 10 % des actifs ou anciens actifs ayant déjà interrompu leur activité pour des raisons de santé déclarent un mauvais ou très mauvais état de santé et ils sont plus de 15 % pour ceux ayant cessé durablement leur travail. Ils sont au contraire deux fois moins nombreux chez les autres actifs ou anciens actifs (3,7 %). De façon générale, l'état de santé déclaré par les personnes qui ont connu des interruptions d'activité pour des raisons de santé est plus mauvais quelle que soit leur catégorie socioprofessionnelle8 (graphique 3a). Les écarts sont très marqués pour les cadres : plus de 7 % des cadres ayant cessé leur activité plus de six mois pour raison de santé déclarent un mauvais état de santé (con-<br/><br/>E· 3<br/>Version française du Module Européen Minimal sur la santé (MEHM, version 2002)<br/><br/>Dans l'Enquête Décennale sur la Santé, les trois questions du Module Européen Minimal sur la santé ont été introduites avec la formulation suivante 1 : · Santé perçue : « Comment est votre état de santé général ? » Très bon / Bon / Moyen / Mauvais / Très mauvais · Existence de maladie chronique : « Avez-vous actuellement une ou plusieurs maladie(s) chronique(s) ? » Oui / Non · Restriction d'activité due à un problème de santé : « Êtes-vous limité(e) depuis au moins 6 mois à cause d'un problème de santé, dans les activités que les gens font habituellement ? » Oui / Non<br/>1. Eurostat doit proposer prochainement une traduction définitive qui devra alors être utilisée.<br/><br/>tre 1,4 % dans le cas contraire). Ce facteur multiplicatif, qui varie de 1 à plus de 5, dépasse 5 pour les employés et les cadres, est égal à 4,7 pour les professions intermédiaires, et 3,2 pour les ouvriers.<br/><br/>Les personnes ayant cessé leur activité durablement déclarent davantage de maladies chroniques...<br/>De plus, moins de la moitié des actifs ou anciens actifs déclarent l'existence d'au moins une maladie chronique lors de la première visite de l'enquêteur, alors que c'est le cas de 67 % des personnes ayant interrompu leur activité plus de six mois pour raisons de santé, et 53 % de celles ayant connu des arrêts de travail plus courts. Les prévalences sont encore plus élevées pour les agriculteurs et les employés (graphique 3b). Ce résultat est renforcé lorsque l'on tient compte de l'ensemble des maladies déclarées tout au long de l'enquête, c'est-à-dire celle recueillies par l'enquêteur pendant au moins l'une des trois visites effectuées et non pas seulement lors du premier entretien. Ainsi, 30 % des personnes qui ont interrompu durablement leur travail déclarent au moins trois maladies chroniques ; ce taux tombe à 12 % chez les enquêtés ayant une eu une vie professionnelle jusqu'à présent sans interruption. À âge égal, les prévalences déclarées de maladies chroniques sont 1,8 fois plus élevées pour les ouvriers et les employés ayant cessé leur travail pour raison de santé<br/><br/>que pour ceux n'ayant déclaré aucune interruption de ce type. Le risque relatif passe à près de 2 pour les professions intermédiaires. Toutefois, au sein de la population ayant déclaré avoir connu des interruptions d'activité, les inégalités sociales en matière de morbidité persistent. Non seulement les employés et les ouvriers sont plus nombreux que les cadres à déclarer souffrir de maladies chroniques, mais lorsqu'ils sont atteints, ils déclarent davantage avoir plusieurs maladies de ce type. Plus d'un agriculteur exploitant sur trois, un quart des employés et des ouvriers déclarent au moins trois maladies chroniques contre moins d'un cinquième des cadres.<br/><br/>7<br/><br/>... et sont davantage limitées dans leurs activités quotidiennes<br/>Les personnes qui ont interrompu leur activité pour raison de santé sont aussi davantage « limitées depuis au moins six mois à cause d'un problème de santé, dans les activités que les gens font habituellement » (graphique 3c). Plus de 30 % d'entre eux déclarent aujourd'hui être limités dans leurs activités contre 12 % de ceux qui n'ont jamais cessé leur activité pour un motif de santé. Un tiers des agriculteurs, des ouvriers et des employés ayant connu un arrêt de travail de plus d'un mois déclarent des limitations d'activité (graphique 3c). Ils ne sont qu'un quart des cadres et des indépendants. Cependant, bien que les cadres soient les moins nombreux à souffrir de limitations d'activité (que les personnes se soient arrêÉTUDES et RÉSULTATS N° 418 · juillet 2005<br/><br/>8. La distinction homme ­ femme n'est pas possible ici car les effectifs sont trop faibles pour certaines catégories socioprofessionnelles.<br/><br/><br/>LES INTERRUPTIONS D'ACTIVITÉ POUR RAISONS DE SANTÉ AU COURS DE LA VIE PROFESSIONNELLE<br/><br/>G ·3a<br/><br/>module européen minimal sur la santé : les cadres déclarent un meilleur état de santé comment est votre état de santé général ?<br/>mauvais ou très mauvais<br/><br/>en % 100<br/><br/>90 80 70 60 50 40 30 20 10 0<br/>* Indépendants intermédiaires* Employés Agriculteurs Indépendants Professions * intermédiaires Agriculteurs Employés Ouvriers* * Cadres Ouvriers Cadres *<br/><br/>moyen très bon ou bon<br/>Lecture : parmi les agriculteurs n'ayant jamais interrompu leur activité professionnelle au moins un mois pour raison de santé, plus de 55 % déclarent aujourd'hui un bon ou très bon état de santé général. * Champs : France métropolitaine, personnes ayant cessé de travailler au moins un mois pour des raisons de santé au cours de leur vie professionnelle. Champs : France métropolitaine, personnes n'ayant jamais interrompu leur activité professionnelle pour des raisons de santé. Source : INSEE, Enquête décennale santé 2002-2003, Exploitation DREES.<br/><br/>8<br/><br/>G ·3b<br/><br/>module européen minimal sur la santé : les agriculteurs souffrent davantage de maladies chroniques avez-vous actuellement une ou plusieurs maladie(s) chronique(s) ?<br/><br/>en % 100<br/><br/>90 80 70 60 50 40 30 20 10 0<br/>* Indépendants intermédiaires* Employés Agriculteurs Indépendants Professions * intermédiaires Agriculteurs Employés Ouvriers* * Cadres Ouvriers Cadres *<br/>Lecture : parmi les agriculteurs n'ayant jamais interrompu leur activité professionnelle au moins un mois pour raison de santé, plus de 56 % déclarent aujourd'hui avoir une ou plusieurs maladies chroniques. * Champs : France métropolitaine, personnes ayant cessé de travailler au moins un mois pour des raisons de santé au cours de leur vie professionnelle. Champs : France métropolitaine, personnes n'ayant jamais interrompu leur activité professionnelle pour des raisons de santé. Source : INSEE, Enquête décennale santé 2002-2003, Exploitation DREES.<br/><br/>Professions<br/><br/>oui<br/><br/>non<br/><br/>ÉTUDES et RÉSULTATS N° 418 · juillet 2005<br/><br/>Professions<br/><br/><br/>LES INTERRUPTIONS D'ACTIVITÉ POUR RAISONS DE SANTÉ AU COURS DE LA VIE PROFESSIONNELLE<br/><br/>G ·3c<br/><br/>module européen minimal sur la santé : les employés, les ouvriers et les agriculteurs sont davantage limités dans leurs activités quotidiennes êtes-vous limité(e) depuis au moins 6 mois à cause d'un problème de santé, dans les activités que les gens font habituellement ?<br/><br/>en % 100<br/><br/>90 80 70 60 50 40 30 20 10 0<br/>* Indépendants intermédiaires* Employés Agriculteurs Indépendants Professions * intermédiaires Agriculteurs Employés Ouvriers* * Cadres Ouvriers Cadres *<br/><br/>oui<br/><br/>non<br/><br/>Professions<br/><br/>Lecture : parmi les agriculteurs n'ayant jamais interrompu leur activité professionnelle au moins un mois pour raison de santé, plus de 20% déclarent aujourd'hui être limités depuis au moins six mois à cause d'un problème de santé, dans les activités que les gens font habituellement. * Champs : France métropolitaine, personnes ayant cessé de travailler au moins un mois pour des raisons de santé au cours de leur vie professionnelle. Champs : France métropolitaine, personnes n'ayant jamais interrompu leur activité professionnelle pour des raisons de santé. Source : INSEE, Enquête décennale santé 2002-2003, Exploitation DREES.<br/><br/>té ou non), c'est pour cette catégorie socioprofessionnelle que les écarts sont plus marqués. Près de 25 % des cadres ayant eu à cesser leur activité pour raison de santé déclarent une limitation d'activité depuis au moins six mois contre 7,7 % dans le cas contraire. Les enquêtés ayant cessé plus de six mois leur travail souffrent encore plus souvent de limitations (42 % d'entre eux). Parmi eux, les ouvriers sont les plus nombreux à déclarer une limitation d'activité (47,3 %) suivis par les employés (40,5 %) puis par les agriculteurs exploitants, les professions intermédiaires et les indépendants (37 %).<br/><br/>Différents facteurs influent sur les interruptions d'activité pour raison de santé<br/>Face aux problèmes de santé, les risques d'avoir eu à interrompre son activité professionnelle ne sont pas identiques pour tous. Différents facteurs entrent en jeu : des facteurs liés aux conditions de travail et aux exigences du poste occupé, mais également des facteurs propres à chaque individu (âge, âge au début de la vie professionnelle, niveau d'instruction, perception de son état de santé,...). Pour tenir compte de ces divers facteurs, les risques de déclarer une interruption d'activité d'au moins quatre semaines consécutives pour raison de santé ont ainsi été comparés pour chacun des deux sexes9 en tenant compte des effets d'âge, de niveau d'instruction, d'état de santé déclaré au moment de l'enquête, d'âge au premier emploi et de catégories sociales (tableau 4). La personne de référence est cadre dont l'âge est compris entre 25 et 44 ans.<br/><br/>9. Des régressions logistiques ont permis d'isoler des facteurs influençant la fréquence de survenue d'un arrêt d'activité. Ces régressions fournissent des écarts de probabilité qui indiquent une propension accrue ou moindre d'avoir un arrêt d'activité pour un groupe particulier (ex. les ouvriers) par rapport à un groupe de référence (ex. les cadres), en neutralisant l'impact des autres variables présentes dans le modèle.<br/><br/>Elle est titulaire d'un diplôme du supérieur et a débuté sa vie professionnelle après 20 ans. Pour cette situation de référence, la probabilité d'interruption d'activité professionnelle pour raison de santé est égale à 6,5 % pour les hommes et 9,9 % pour les femmes (tableau 4, modèle 1). Les données de l'enquête décennale sur la santé ne permettent pas de connaître la nature précise des problèmes de santé qui auraient éventuellement pu provoquer les interruptions d'activité déclarées. Elles donnent uniquement un constat de l'état de santé actuel des personnes, ce constat montrant toutefois des clivages entre les actifs ou anciens actifs, selon qu'ils ont ou non interrompu leur activité professionnelle pour des raisons de santé. Il faut surtout souligner ici que cette variable ne fournit pas en elle-même d'explication sur le sens de la corrélation, les interruptions d'activité passées pour raison de santé pouvant avoir été à l'origine d'une dégradation de l'état de santé actuel. En raisonnant toutes choÉTUDES et RÉSULTATS N° 418 · juillet 2005<br/><br/>9<br/><br/><br/>LES INTERRUPTIONS D'ACTIVITÉ POUR RAISONS DE SANTÉ AU COURS DE LA VIE PROFESSIONNELLE<br/><br/>T ·04<br/><br/>comparaison des risques de cesser son activité professionnelle pour raison de santé<br/><br/>Modèle 1 Probabilité de la situation de référence Écarts de probabilité relati 15 - 24 ans (vs 25 - 44 ans) 45 - 64 ans (vs 25 - 44 ans) 65 ans et plus (vs 25 - 44 ans) Moins que le Bac (vs plus que le Bac) Bac seulement (vs plus que le Bac) très bon (vs bon) moyen (vs bon) mauvais ou très mauvais (vs bon) moins de 16 ans (vs 20 ans et plus) 17 - 19 ans ( vs 20 ans et plus) Agriculteurs (vs cadres) Indépendants (vs cadres) Professions intermédiaires (vs cadres) Employés (vs cadres) Ouvriers (vs cadres) Femme (vs homme)<br/><br/>Modèle 2<br/><br/>Hommes Femmes Ensemble 6,5% 9,9% 2,6% vement à la situation de référence* Âge -4,4 -4,5 -1,9 2,3 2,2 1,3 ns -3,1 ns Niveau d'instruction 1,8 ns ns ns ns ns État de santé déclaré -3 -3,9 -1,3 5,5 9,8 4,6 10,8 22,2 10,9 Âge au premier emploi 2,8 2,9 1,1 ns 2,1 0,7 Catégories socioprofessionnelles -2,6 -4,4 ns ns -3,9 ns 1,7 ns 1,2 2,1 ns 1,5 2,6 ns 1,6 Sexe -0,5<br/><br/>* Les probabilités notées 'ns' ne sont pas significativement différentes de la référence au seuil de 5 %.<br/><br/>10<br/><br/>Modèle 1 Lecture : la probabilité qu'un cadre âgé de 25 à 44 ans, ayant débuté sa vie professionnelle après 20 ans, titulaire d'un diplôme du supérieur et s'estimant en bonne état de santé, interrompe son activité professionnelle au moins un mois pour raison de santé est égale à 6,5 %. Si on considère un individu qui ne se différencie du précédent que par son état de santé (mauvais ou très mauvais par exemple), la probabilité qu'il interrompe son activité sera de 6,5 % + 10,8 % = 17,3 %. Modèle 2 Lecture : la probabilité qu'un homme cadre âgé de 25 à 44 ans, ayant débuté sa vie professionnelle après 20 ans, titulaire d'un diplôme du supérieur et s'estimant en bonne état de santé, interrompe son activité professionnelle pendant plus de six mois pour raison de santé est égale à 2,6 %. Si on considère un individu qui ne se différencie du précédent que par son état de santé (mauvais ou très mauvais par exemple), la probabilité qu'il interrompe son activité pendant plus de six mois sera de 2,6 % + 10,9 % = 13,5 %. Si un individu se différencie sur plusieurs critères, les probabilités ne sont pas additionnables entre elles. Champ : France métropolitaine, personnes exerçant ou ayant exercé une activité professionnelle Source : INSEE, Enquête décennale santé 2002-2003, Exploitation DREES<br/><br/>ses égales par ailleurs, le risque d'avoir interrompu son activité pour des raisons de santé est toujours fortement et négativement corrélé à l'état de santé déclaré à la date de l'enquête. Les actifs ou anciens actifs (hommes ou femmes) considérant leur santé comme « moyenne » présentent des risques élevés de cesser leur activité comparés à ceux<br/><br/>déclarant un bon état de santé. Ce risque est encore plus élevé pour les personnes qui se sentent en « mauvaise » ou « très mauvaise santé » (écart à la probabilité de référence de 10,8 points pour les hommes et plus de 22 points chez les femmes). L'état de santé déclaré au moment de l'enquête apparaît donc lié au risque d'interrup-<br/><br/>tion d'activité pour raison de santé. Mais l'effet peut jouer dans les deux sens : une activité professionnelle discontinue à causes de problèmes de santé peut avoir été à l'origine d'une dégradation de l'état de santé actuel. Chez les hommes, au-delà du facteur « état de santé déclaré par les enquêtés », l'âge au premier emploi et la catégorie socioprofessionnelle sont également significativement liés, toutes choses égales par ailleurs, au risque d'avoir dû cesser son activité pour des raisons de santé. Les probabilités de déclarer avoir interrompu son activité pour raisons de santé sont les plus faibles pour les agriculteurs. Elles sont un peu plus élevées, mais pas significativement différentes entre elles, pour les cadres et les indépendants. Enfin, professions intermédiaires, employés et ouvriers déclarent plus fréquemment, toutes choses égales par ailleurs, avoir connu des interruptions pour raisons de santé que les cadres. Les personnes ayant débuté leur vie professionnelle avant 16 ans ont également une plus forte probabilité d'avoir interrompu leur activité professionnelle pour les mêmes raisons. Comme signalé précédemment, il s'agit en partie d'un effet de calendrier : un début de carrière plus précoce induit mécaniquement, à âge égal, une exposition plus forte au risque d'interruption. Toutefois, il faut noter que toutes choses égales par ailleurs, le risque d'avoir arrêté son activité pour les travailleurs les plus âgés (65 ans et plus) n'apparaît pas différent de celui des actifs âgés entre 25 et 44 ans. Ce résultat assez paradoxal peut s'expliquer en partie par un effet de mémoire, les enquêtés plus âgés pouvant avoir oublié de déclarer certaines interruptions d'activité pour raison de santé, notamment celles de durée inférieure à six mois. À cela s'ajoute un possible effet de génération, les travailleurs plus âgés ayant peut-être eu une propension plus faible à interrompre leur activité. Cependant, la nature transversale des données recueillies ne permet pas de valider cette hypothèse. Chez les femmes, les différences sont moins marquées. Toutes choses égales par ailleurs, la probabilité d'avoir connu un arrêt de travail lié à la<br/><br/>ÉTUDES et RÉSULTATS N° 418 · juillet 2005<br/><br/><br/>LES INTERRUPTIONS D'ACTIVITÉ POUR RAISONS DE SANTÉ AU COURS DE LA VIE PROFESSIONNELLE<br/><br/>santé est plus faible chez les agricultrices et les indépendantes que chez les femmes cadres. Pour les autres professions, le risque est équivalent à celui des cadres. Ainsi, les écarts observés entre les employées et les cadres (tableau 3) disparaissent lorsque l'on prend en compte l'état de santé déclaré et l'âge du début de l'activité professionnelle. L' entrée précoce sur le marché de l'emploi est en effet associée, chez les femmes comme chez les hommes, à un risque plus élevé de cesser son activité pour des raisons de santé. Si la profession exercée et le niveau d'éducation sont souvent liés, leurs liens avec la santé recouvrent chacun des aspects différents : accès à l'information, prévention, comportements de gestion du « capital santé » pour le niveau d'éducation, revenus et assurance complémentaire permettant l'accès aux soins, conditions de travail et environnement professionnel pour la PCS. Pour les hommes, catégorie sociale et niveau d'éducation sont conjointement associés à des risques différenciés d'interrompre son activité pour raisons de santé : à catégorie sociale et âge comparables, les non diplômés ont une probabilité significativement plus élevée d'avoir connu des interruptions d'activité pour raison de santé que les diplômés du supérieur. Pour les femmes, le niveau d'éducation n'a plus d'incidence spécifique sur ce risque d'interruption d'activité.<br/><br/>Les résultats confirment ceux obtenus précédemment. L'état de santé déclaré au moment de l'enquête reste négativement corrélé au risque d'interruption d'activité prolongée pour raison de santé. Le risque d'avoir connu de telles interruptions reste plus faible pour les plus jeunes (écart à la probabilité de référence de près de 2 points) tout comme celui des femmes comparativement à celui des hommes (mais très légèrement). Au-delà des facteurs « état de santé déclaré par les enquêtés », âge et sexe, l'âge au premier emploi et la catégorie socioprofessionnelle sont également significativement liés, toutes choses égales par ailleurs, au risque d'avoir dû cesser son activité pendant plus de six<br/><br/>mois pour des raisons de santé. Les employés, les ouvriers et les professions intermédiaires déclarent aussi plus fréquemment, toutes choses égales par ailleurs, avoir connu des interruptions prolongées que les cadres. Par contre les probabilités de déclarer une interruption de travail ne sont pas significativement différentes entre elles, pour les cadres, les agriculteurs exploitants et les indépendants. Alors que la précédente analyse soulignait qu'une entrée précoce sur le marché de l'emploi était associée à un risque plus élevé de cesser son activité, cette relation demeure pour les arrêts plus longs mais avec une moindre incidence sur le travail. La probabilité qu'un individu interrompe son activité de façon pro-<br/><br/>E· 4<br/>La situation sur le marché du travail des 15-60 ans ayant interrompu leur activité professionnelle pendant au moins un mois pour des raisons de santé<br/>Actifs occupés ­ chômeurs et inactifs 73 % des personnes âgées entre 15 et 60 ans et ayant connu une interruption d'activité d'au moins un mois pour raison de santé occupaient un emploi à la date de l'enquête. Il s'agissait plus souvent d'un emploi à temps partiel (17,3 % contre 14,5 %) que dans l'ensemble de la population active. Plus du quart (28 %) de ces emplois à temps partiel sont justifiés, selon les enquêtés, par des raisons de santé. Comme parmi l'ensemble des actifs, les femmes occupent plus souvent que les hommes un emploi à temps partiel (32 % contre 5 %), mais les hommes sont deux fois plus nombreux à travailler à temps partiel pour des raisons de santé : 55 % sont dans ce cas, contre 22,5 % chez les actives. Au moment de l'enquête, 8 % des enquêtés ayant déclaré une interruption d'activité pour des raisons de santé sont au chômage ; ce taux est quasiment identique à ce que l'on observe pour les actifs n'ayant déclaré aucune interruption d'activité de ce type (8,4 %). Plus de 12 % sont en inactivité à la date de l'enquête (contre 9 % des personnes n'ayant pas déclaré d'interruption), dont plus des deux tiers pour des raisons de santé. Ces personnes sont majoritairement des femmes (62 %). Au total, 2,6 % de la population âgée de 15 à 60 ans se déclarent à la date de l'enquête en inactivité pour raison de santé, 1,5 % n'ayant jamais exercé une activité au cours de leur vie. Enfin, 6 % sont retraités ou préretraités, soit deux fois plus que pour les personnes n'ayant jamais déclaré d'interruption d'activité. Durée d'interruption Près de 80 % des personnes âgées de 15 à 60 ans qui ont déclaré des interruptions de courte durée (de un à six mois) occupent un emploi en 2003. En revanche, 50 % des personnes s'étant arrêtés pour longues maladies (plus de 3 ans) sont en inactivité à la date de l'enquête, dont plus de la moitié pour des raisons de santé. Catégories socioprofessionnelles Plus de 88 % des agriculteurs et 80 % des cadres, des indépendants et des professions intermédiaires de la sous-population analysée travaillent en 2003. Les ouvriers et les employés sont les plus nombreux à se trouver au chômage (12,4 % des premiers et 8,2 % des seconds), ces proportions sont toutefois peu différentes de celles observées pour les actifs n'ayant pas connu d'interruptions d'activité pour raison de santé (12,2 % et 9,4 %). Les ouvriers et les professions intermédiaires sont proportionnellement plus nombreux à se déclarer en inactivité pour des raisons de santé (plus de 70 % parmi les professions intermédiaires ou les ouvriers en inactivité). État de santé Plus de 80 % des personnes qui ont interrompu leur activité pour raison de santé et qui se déclarent en très bonne ou bonne santé au moment de l'enquête, occupent un emploi et 6,4 % sont au chômage. Plus d'un tiers des enquêtés s'estimant en mauvaise ou très mauvaise santé et ayant cessé leur activité pour raison de santé ont un emploi à la date de l'enquête et plus de 12 % sont au chômage.<br/><br/>11<br/><br/>Des différences qui subsistent pour les interruptions d'activité prolongées<br/>Afin de compléter l'analyse précédente, les risques de déclarer une interruption d'activité pendant plus de six mois pour raison de santé ont été comparés en tenant compte des caractéristiques propres à chaque individu10 (âge, âge au début de la vie professionnelle, niveau d'instruction, perception de son état de santé,...) [tableau 4, modèle 2].<br/><br/>10. La distinction homme ­ femme n'est pas possible dans cette régression logistique car les effectifs sont trop faibles.<br/><br/>ÉTUDES et RÉSULTATS N° 418 · juillet 2005<br/><br/><br/>LES INTERRUPTIONS D'ACTIVITÉ POUR RAISONS DE SANTÉ AU COURS DE LA VIE PROFESSIONNELLE<br/><br/>longée alors qu'il est entré sur la marché du travail est 1,1 point à la probabilité (l'écart de probabilité dans<br/><br/>avant 16 ans supérieure de de référence la précédente<br/><br/>analyse était de près de 3 points pour les hommes et les femmes). L'état de santé déclaré au moment de l'enquête, l'âge et la profession exer-<br/><br/>cée, demeurent donc les principaux facteurs dont l'influence peut altérer les interruptions prolongées pour raison de santé.<br/><br/>·<br/><br/>Références bibliographiques<br/>Anaes, Agence nationale d'accréditation et d'évaluation en santé. « Arrêts maladie : état des lieux et propositions pour l'amélioration des pratiques », septembre 2004. ARNAUDO B., MAGAUD-CAMUS I., SANDRET N., COUTROT T., FLOURY M-C., GUIGNON N., HAMON-CHOLET S., WALTISPERGER D. « L'exposition aux risques et aux pénibilités du travail de 1994 à 2003, Premiers résultats de l'enquête SUMER 2003 », Premières Synthèses, DARES (2004), n° 52.1 CAMBOIS E., ROBINE J.-M., ROMIEU I. « Démarche et propositions pour une harmonisation des enquêtes et indicateurs de santé en Europe : l'approche d'Euro-REVES », Dossiers solidarité et santé, n° 2, DREES (2004). CNAMTS, « Statistiques nationales des accidents du travail, des accidents de trajet et des maladies professionnelles ­ Année 2003 », 2005. CNAMTS, Direction du service médical, Mission des Soins de Ville, « Description des populations du régime général en arrêt de travail de 2 à 4 mois ». Octobre 2004. DREES, « Données sur la situation sanitaire et sociale en France en 2003 ». Coll. Etudes et Statistiques. La documentation française. (ed. 2003). GIRARD F., COHIDON C., BRIANÇON S. « Les indicateurs globaux de santé ». In : LECLERC A., FASSIN D., GRANDJEAN H., KAMINSKI M., LANG T. « Les inégalités sociales de santé ». Paris : INSERM / La découverte, (ed 2000) GOLDBERG M., LECLERC A., LERT F., MELCHIOR M. « Les déterminants sociaux de santé : apports récents de l'épidémiologie sociale et des sciences sociales de la santé », Sciences sociales et santé, volume XX, n° 4, décembre 2002. GOLLAC M., VOLKOFF, S. « Les conditions de travail ». Collection repère, 2000<br/><br/>12<br/><br/>HAMON-CHOLET S, ROUGERIE C. « La charge mentale au travail : des enjeux complexes pour les salariés ». In Insee, Économie et statistiques n° 339340, mai 2001. Haut Comité de la Santé Publique. « La santé en France », Paris, la documentation française, 2002. pp 165-178. HUNT K., MACINTYRE S. « Genre et inégalités sociales en santé ». In : LECLERC A., FASSIN D., GRANDJEAN H., KAMINSKI M., LANG T. « Les inégalités sociales de santé ». Paris : INSERM / La découverte, (ed 2000) LASFARGUES G. « Départs en retraite et travaux pénibles, l'usage des connaissances scientifiques sur le travail et ses risques à long terme pour la santé ». Centre d'études et de l'emploi, rapport de recherche, avril 2005. LECLERC A., FASSIN D., GRANDJEAN H., KAMINSKI M., LANG T. « Les inégalités sociales de santé ». Paris : INSERM / La découverte. (ed.) 2000 MAKDESSI-RAYNAUD Y., « La prévention : perception et comportement. Premiers résultats de l'enquête sur la santé et les soins médicaux 2001-2003 » Etudes et Résultats, Drees, N° 385 mars 2005 MESRINE A. (1999). « Les différences sociales de mortalité par milieu social restes fortes ». In Insee, données sociales, 1999. VOLKOFF S., THEBAUD-MONTY A. (2000). « Santé au travail ». In : LECLERC A., FASSIN D., GRANDJEAN H., KAMINSKI M., LANG T. « Les inégalités sociales de santé ». Paris : INSERM / La découverte, (ed 2000)<br/><br/>ÉTUDES et RÉSULTATS N° 418 · juillet 2005<br/><br/>Directrice de la publication : Mireille ELBAUM · Rédactrice en chef technique : Élisabeth HINI · Conseiller technique : Gilbert ROTBART · Secrétaires de rédaction : Ezra DANIEL, Catherine DEMAISON, Fabrice GUÉBIN · Mise en page : Thierry BETTY · Impression : AIT du ministère de la Santé et des Solidarités Internet : www.sante.gouv.fr/htm/publication Reproduction autorisée sous réserve de la mention des sources - ISSN 1146-9129 - CPPAP 0506 B 05791<br/><br/><br/>solidarité<br/>et N° 2 2007<br/><br/>DOSSIERS<br/><br/>santé<br/>Les séniors en emploi se distinguent-ils de leurs cadets en termes de recours aux arrêts de travail ? Les séniors ne déclarent pas plus d'arrêts que leurs cadets, alors qu'ils se jugent en plus mauvaise santé. Toutefois, lorsqu'ils interrompent leur travail pour des raisons de santé, ils s'arrêtent pour des durées plus longues. Il ressort aussi de cette étude qu'à âge équivalent, tous les actifs ne se ressemblent pas : par exemple, les indépendants s'arrêtent moins et moins longtemps que les ouvriers. Ces derniers sont d'ailleurs les plus touchés par les arrêts de travail allant de pair avec une pénibilité liée à leur profession. On note aussi que les salariés du commerce s'arrêtent moins souvent mais plus longtemps que ceux de l'industrie.<br/><br/>Les arrêts de travail des séniors en emploi<br/><br/>Nathalie MISSÈGUE<br/>Institut national de la statistique et des études économiques (INSEE) Direction de la recherche, des études, de l'évaluation et des statistiques (DREES) Ministère du Travail, des Relations sociales et de la Solidarité Ministère de la Santé, de la Jeunesse et des Sports Ministère du Budget, des Comptes publics et de la Fonction publique<br/><br/><br/>solidarité<br/>2<br/><br/>santé<br/>n° 2 - 2007<br/>LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI<br/><br/>partir de la fin de l'année 1999, la progression des indemnités journalières versées par le régime général d'assurance maladie devient très rapide. Après une inflexion au deuxième semestre 2001, le rythme de croissance redevient soutenu en 2002 et au premier semestre 2003, après quoi un très fort ralentissement intervient, en lien avec une réorientation du dispositif de contrôle de l'assurance maladie (encadré 1). Étant donnée la conjoncture économique des années 2002 et 2003, un tel mouvement prolongé de hausse semble a priori surprenant. En effet, c'est surtout dans les périodes où la croissance économique reprend que le redémarrage concomitant des dépenses d'indemnités journalières est observé. D'autres facteurs sont donc à l'oeuvre. Dans ce contexte, on s'interroge ici sur les caractéristiques socio-démographiques des personnes qui ont été en arrêt maladie, en particulier des travailleurs de plus de 50 ans, car la concentration des indemnisations de longue durée (versées depuis plus de trois mois) s'observe à partir de cet âge (et tout particulièrement sur la tranche d'âge 55-59 ans), et ce sont ces indemnisations de longue durée qui sont les plus coûteuses pour l'assurance maladie1.<br/><br/>À<br/><br/>date de l'enquête, ont été interrogées sur leurs arrêts de travail et sur la durée de ces derniers. Ainsi, dans un premier temps, cette étude décrit la fréquence des arrêts maladie des séniors en fonction de leur âge et de leur état de santé ainsi que leur durée, comparativement à ce que l'on observe pour les actifs de moins de 50 ans. Mais les relations entre l'âge, l'état de santé et le recours aux arrêts maladie sont complexes. Aussi, dans un deuxième temps, des analyses toutes choses égales par ailleurs mettront en lumière, outre des effets de l'âge et de l'état de santé, d'autres facteurs influant tant sur la fréquence des arrêts de travail que sur leur durée : le statut d'emploi (salarié/nonsalarié), la catégorie socioprofessionnelle ainsi que le secteur d'activité de l'entreprise.<br/><br/>Les séniors en emploi les plus âgés ne s'arrêtent pas plus fréquemment de travailler pour des raisons de santé<br/>Si les indemnités journalières versées sont concentrées chez les séniors, notamment les plus âgés d'entre eux, on peut se demander si l'on observe une fréquence plus élevée des arrêts de travail à mesure que l'âge des individus augmente.<br/><br/>L'enquête décennale Santé réalisée par l'INSEE entre octobre 2002 et septembre 2003 permet d'aborder cette question. En effet, les personnes actives et occupant un emploi à la<br/><br/>ENCADRÉ 1<br/><br/>Les indemnités journalières versés par l'Assurance maladie au titre des arrêts maladie<br/>Sur la période 1997-2002, les dépenses d'indemnités journalières (IJ) versées par le régime général ont progressé de 46 %, après avoir suivi une courbe descendante depuis le milieu des années 70. L'année 2002 est marquée par une for te croissance, sans précédent, des IJ versées (+10,1 % en valeur et +7,5 % en volume), en par tie liée à l'augmentation du nombre d'arrêts maladie de longue durée prescrits en 2001 et dont l'indemnisation se poursuit en 2002 compte tenu des renouvellements. Le montant des IJ versées progresse à un r ythme nettement moindre en 2003 (+6,3 % en valeur, soit un montant de 5,4 milliards d'euros) : si la croissance reste soutenue au premier semestre, elle s'infléchit nettement au second semestre (CNAMTS, 2004). En montant, les IJ versées sont concentrées sur une petite par tie de la population : 4,5 % des assurés qui comptent plus de 365 jours d'arrêt ont reçu 43 % des montants entre 1995 et 1999. En 2002, les arrêts qui durent plus de 3 mois ne représentent que 12 % du volume mais 65 % du montant des prestations versées.<br/>1. Si les arrêts jusqu'à 3 mois représentent, en 2002, 93 % des arrêts de travail délivrés ils ne concernent que 42 % des montants correspondant (Midy, 2005).<br/><br/>Deux tranches d'âge apparaissent atypiques, notamment celle des individus de 55 à 59 ans. Ces derniers ont concentré l'essentiel de la croissance annuelle du nombre total d'IJ versées sur la période 2000-2003. Ils enregistrent le taux de croissance annuel du nombre d'indemnités ver sées le plus élevé en 2003 : +15,9 % par rappor t à 2002 pour les 55 à 59 ans, contre +4,2 % sur l'ensemble de la population. Mais c'est moins la fréquence des arrêts que leur durée qui explique ce taux. En effet, alor s qu'ils ne bénéficient pas du for t ralentissement de la croissance des arrêts cour ts entre le 1er semestre 2003 et le 1er semestre 2002, ils enregistrent la plus forte croissance des indemnisations de plus de 3 mois. Par ailleurs, en 2002 leurs arrêts de travail durent en moyenne 57 jours contre 22 jours pour les moins de 40 ans (Midy, 2005).<br/><br/><br/>solidarité<br/>LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI<br/><br/>n° 2 - 2007<br/><br/>santé<br/>3<br/><br/>D'après l'enquête décennale Santé, on peut repérer les personnes ayant connu au moins un arrêt de travail, au cours d'une période moyenne d'enquête de 62 jours, qu'elles se soient arrêtées de travailler une journée pour un problème bénin ou pour des durées longues (encadré 2). Ainsi, au cours de cette période, 11 % des personnes en emploi2 déclarent s'être arrêtées de travailler au moins une fois. Que ce soit à cause de problèmes de santé plus fréquents ou plus graves à mesure que l'âge augmente, ou en raison de recours opportunistes aux arrêts maladie ou encore de pratiques d'entreprises visant à écarter les travailleurs âgés du marché du travail, on peut se demander si les séniors déclarent plus fréquemment des arrêts maladie. Ce n'est pas le cas : les actifs de plus de 50 ans sont, au contraire, un peu moins nombreux que leurs cadets à avoir eu au moins un arrêt maladie (9 % contre 11 % - tableau 1). Il convient cependant de préciser les limites et la portée d'une telle analyse conduite sur les seuls quinquagénaires en emploi. Par exemple, dans l'enquête décennale Santé, les questions sont posées de telle sorte que les chômeurs (4 % de l'ensemble des personnes de 50 ans et plus - encadré 3) ne pouvaient y répondre et donc signaler qu'ils bénéficient d'indemnités journalières. Or, à partir de 55 ans sous certaines conditions, et à compter de l'âge de 57 ans et demi3, les demandeurs d'emploi peuvent bénéficier d'indemnités journalières en cas de maladie. La perception de ces indemnités suspend celle des allocations chômage et retarde d'autant la fin du versement de ces dernières. Il est alors possible que ce mécanisme favorise l'entrée et le maintien en arrêt maladie avant une période de chômage de longue durée.<br/><br/>TABLEAU 1<br/><br/>Fréquence du recours aux arrêts de travail<br/>Proportion d'actifs ayant eu au moins un arrêt maladie (en %) Ensemble des actifs Âge Moins de 50 ans 50-54 ans 55 ans et plus Sexe Femme Homme Situation familiale Ne vit pas en couple Vit en couple Niveau de diplôme Sans diplôme Diplôme inférieur au bac (CEP, BEPC, etc.) Baccalauréat Supérieur au baccalauréat Catégorie socio-professionelle Indépendants non agricoles (y.c. prof. libérales) Cadres Professions intermédiaires Employés Ouvriers Secteur d'activité Agriculture : À son compte Salarié agricole Industrie Construction, BTP Transports, activités financières, activités immobilières Commerce Services aux entreprises Services aux particuliers Éducation, santé, action sociale Administration Âge au premier emploi 15 ans ou moins Entre 16 et 20 ans Plus de 20 ans État de santé général perçu Très bon Bon Moyen Mauvais ou très mauvais Limitations dans la vie quotidienne Connaît des limitations dans les activités que les gens font habituellement Ne connaît pas de limitation Ensemble 28,9 9,8 10,7 24,4 7,2 9,2 6,4 9,7 19,6 36,7 3,8 6,6 16,3 34,9 12,5 11,5 8,3 12,4 8,9 5,2 5,6 11,7 11,9 10,3 10,9 9,0 10,6 9,2 11,1 12,6 5,4 8,8 10,5 10,0 10,6 8,0 10,5 6,2 8,8 11,2 4,8 6,9 10,3 11,7 14,2 4,3 7,1 9,8 9,7 13,2 11,4 10,7 9,6 7,7 14,3 8,9 7,2 6,8 11,2 10,5 12,6 8,2 11,6 9,9 8,2 10,0 11,1 8,5 10,1 Actifs de 50 ans et plus<br/><br/>2. On s'intéresse aux personnes actives occupant un emploi à la date de l'enquête, le terme consacré pour les désigner étant celui « d'actifs occupés ». Mais, par souci de lisibilité, on parlera dans la suite de cet article indifféremment « des actifs » ou « des personnes en emploi ». Par ailleurs, on s'intéresse surtout à ceux ayant 50 ans et plus, le nombre d'actifs enquêtés de plus de 55 ans étant trop faible pour mener l'analyse sur cette tranche d'âge. De plus, les effectifs concernés sont trop faibles pour que l'on puisse mener une analyse détaillée par âge. 3. Sont admissibles à la dispense de recherche d'emploi (DRE), à partir de 55 ans, les demandeurs d'emploi ne recevant aucune indemnisation, ceux percevant une allocation de l'assurance chômage s'ils justifient de 160 trimestres de cotisation au titre du régime de base de l'assurance vieillesse et les bénéficiaires d'une allocation au titre du régime de solidarité et, à partir de 57 ans et demi, tous les allocataires du régime d'assurance chômage. Peuvent en bénéficier, quel que soit leur âge, les bénéficiaires de l'allocation équivalent retraite (AER). Mis en place en 1984, ce dispositif de DRE était au départ plus restrictif sur la condition d'âge (57 ans et demi ou plus). En cas de DRE, les droits sociaux en ce qui concerne l'assurance maladie sont préservés.<br/><br/>Source : enquête décennale Santé 2002-2003, INSEE, exploitation DREES. Champ : personnes en emploi de plus de 15 ans.<br/><br/><br/>solidarité<br/>4<br/><br/>santé<br/>n° 2 - 2007<br/>LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI<br/><br/>ENCADRÉ 2<br/><br/>Repérer les arrêts maladie à partir de l'enquête décennale sur la Santé 2002-2003<br/>Les principaux objectifs de l'enquête décennale Santé réalisée par l'INSEE étaient de mesurer la morbidité déclarée, d'estimer la consommation de soins et de prévention, et d'associer santé et consommation avec les caractéristiques des individus interrogés et cer tains facteur s de risque. Afin de pallier tout problème de saisonnalité, les per sonnes interrogées ont été répar ties en cinq vagues d'enquêtes étalées entre octobre 2002 et septembre 2003. Théoriquement, chaque vague se déroulait sur 3 mois : les per sonnes étant interrogées trois fois, une fois par mois le plus souvent (durée moyenne de l'enquête : 62 jours). Il existe toutefois une exception : la dernière vague d'enquête, comportant aussi ces trois visites, s'est étalée sur quatre mois (de juin à septembre 2003), la période estivale étant moins propice à l'obtention de rendez-vous (l'enquête a durée en moyenne 67 jours pour cette vague). Dans l'enquête, on n'a pas demandé explicitement aux personnes interrogées si elles sont en arrêt maladie au moment de l'enquête ou si elles l'ont été au cour s d'une période donnée, à quelle date et pour quelle durée. Ce n'était en ef fet pas l'objectif premier de cette enquête. Il convient donc de préciser la manière dont on repère les arrêts maladie qui diffèrent de l'étude des indemnités journalières versées par les régimes d'assurance maladie, ainsi que les limites impor tantes dont souf fre ce type de questionnement quant aux durées de ces arrêts. Telles que les questions sont posées, les arrêts maladie ainsi repérés regroupent les interruptions liées à la maladie ainsi que celles successives à un accident de travail ou une maladie professionnelle. Les arrêts de travail survenus au cours de la période d'enquête Lors de la deuxième et de la troisième visite, les personnes étaient interrogées sur les évènements suivants survenus depuis la visite précédente (soit depuis la première ou depuis la deuxième) : « Avez-vous été alité une ou plusieurs fois depuis ma première visite ? » « Ce ou ces alitement(s) a-t-il (ont ­ils) donné lieu à une interruption : d'activité professionnelle, d'activité domestique, d'activité scolaire ? » « Combien de jours au total ? » « Sans être alité, avez-vous eu depuis ma dernière visite, pour raisons de santé, une interruption : d'activité professionnelle, d'activité domestique, d'activité scolaire ? » « Combien de jours au total depuis ma dernière visite ? » À la deuxième comme à la troisième visite, les personnes interrogées avaient la possibilité de déclarer à la fois un arrêt de travail suite à un alitement (rester au moins une demi-journée couché) et un arrêt de travail non consécutif à un alitement. Le nombre d'arrêts de travail maximal déclaré est donc de quatre. On considère qu'une personne a été en arrêt de travail dès lors qu'elle déclare avoir arrêté son activité professionnelle au moins une fois (que ce soit ou non à la suite d'un alitement). Pour les arrêts très courts, correspondant au délai de carence légal1, les personnes concernées bien qu'arrêtées ne perçoivent pas d'indemnités journalières. Par ailleurs, la déclaration d'un arrêt à la visite 2 et à la visite 3 peut correspondre soit à la prescription d'un arrêt de travail entre la première et la deuxième visite puis à son renouvellement entre la deuxième et la troisième visite, soit à la prescription de deux arrêts distincts ayant des causes différentes, sans que l'on puisse distinguer ces deux cas de figure. La durée des arrêts de travail Le questionnement présenté ci-dessus présente une limite impor tante. En ef fet, les instructions de collecte précisaient que pour les per sonnes en congé maladie le jour de la visite, les enquêteurs devaient comptabiliser les jour s de congé jusqu'à la date de la visite et non la durée totale du congé maladie. Ainsi, la durée des congés maladie, notamment ceux repérés lors de la troisième visite, est donc sous-estimée, sans que l'on puisse en mesurer précisément l'ampleur. La sous-estimation est d'autant plus importante pour les arrêts longs, ceux dépassant la durée de l'enquête. En moyenne l'enquête a durée 62 jours (la durée modale étant de 56 jours) et elle a eu lieu sur un maximum de 87 jours. Or, comme ce sont les personnes de plus de 50 ans qui concentrent les IJ de plus de 3 mois, la durée des arrêts, même s'il est possible de la calculer, est donc plus for tement sous-estimée pour eux. Il est toutefois possible de pallier ce problème en utilisant une autre par tie du questionnaire de l'enquête décennale Santé. En ef fet, les per sonnes étaient interrogées, aux deuxième et troisième visites, sur leur recours au médecin depuis la visite précédente. En cas de recours, il était demandé si lors de la séance il y avait eu ou non prescription (ou renouvellement) d'un arrêt de travail et si oui pour combien de temps, sans que la durée à déclarer ne soit limitée. On peut de cette manière connaître la durée réelle des arrêts maladie, du moins pour ceux inter venus suite à la prescription par le médecin d'un arrêt de travail. Ainsi, 8,7 % des actifs déclarent avoir vu un médecin qui leur a prescrit un arrêt de travail. C'est un peu moins que la propor tion d'actifs ayant déclaré avoir du interrompre leur activité professionnelle pour raisons de santé (10,7 % des actifs) : en ef fet, l'employeur peut accorder au salarié un certain nombre de jours d'absence par an pour cause de maladie ou de garde d'enfant malade. Ainsi, il est possible de déclarer entre la première et la troisième visite un (ou plusieur s) arrêt(s) de travail d'une journée ne nécessitant pas de prescription d'un arrêt de travail par le médecin : il sera donc comptabilisé comme un arrêt de travail (pour une durée d'un jour dont on peut supposer qu'il s'agit de la durée réelle) mais pas en tant qu'arrêt prescrit par le médecin. La démarche suivante a été adoptée pour mesurer la durée des arrêts de travail repérés comme cela est décrit en première partie de cet encadré : - pour les personnes ayant eu recours au médecin qui leur a prescrit un arrêt de travail, on utilise la durée d'arrêt prescrite par le médecin (c'est le cas de 71 % des interruptions repérées en première partie de cet encadré) ; - pour les personnes pour lesquelles on ne dispose pas de la durée prescrite (arrêt d'une journée, omission de réponse, etc.), on compare la durée déclarée de l'interruption et la durée de l'enquête (29 % des interruptions repérées en première par tie de cet encadré). Si la durée déclarée est la même que la durée d'enquête, il y a tout lieu de penser qu'elle peut lui être supérieure (censure à droite2). Si elle est inférieure, mais que l'écar t (cet écar t est égal à la durée d'enquête moins la durée arrêt déclarée) est inférieure à 22 jours, il est possible que la durée soit censurée : il peut y avoir eu confusion dans la déclaration du nombre de jours d'arrêt, à savoir les jours déclarés ne sont que les jour s ouvrés (on suppose en moyenne 20 jour s ouvrés par mois, soit 40 pour les deux mois d'enquête). Au total, ces cas potentiellement censurés à droite et pouvant donc conduire à une sous-estimation de la durée d'arrêt maladie ne représentent que 1 ,6 % de l'ensemble des arrêts de travail. Par ailleurs, 1 ,1 % des actifs ne déclare pas avoir dû interrompre leur activité professionnelle pour raisons de santé, mais signalent par ailleurs qu'ils ont vu un médecin leur ayant délivré un arrêt de travail. Par souci de cohérence avec l'analyse de la fréquence des arrêts, ces cas sont exclus de l'analyse de la durée des arrêts maladie.<br/><br/>1. Actuellement, pour les salariés, le délai de carence est de trois jours, les indemnités journalières étant versées à compter du quatrième jour de l'arrêt de travail et en cas de reprise d'activité ne dépassant pas 48 heures entre deux arrêts de travail, le délai de carence n'est pas appliqué pour le second arrêt. Pour les artisans et les commerçants, les conditions sont plus restrictives : le délai de carence est de trois jours en cas d'hospitalisation et de sept jours en cas de maladie ou d'accident. 2. On dit qu'une donnée est « censurée à droite » si on n'observe pas cette donnée, mais si on sait qu'elle est supérieure à une valeur observée C.<br/><br/><br/>solidarité<br/>LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI<br/><br/>n° 2 - 2007<br/><br/>santé<br/>5<br/><br/>GRAPHIQUE 1<br/><br/>État de santé des personnes de 50 ans et plus selon leur statut face à l'emploi<br/>État de santé perçu Maladie chronique - Limitation activités habituelles - Existence d'un handicap<br/><br/>100 % 90 % 80 % 70 % 60 % 50 % 40 % 30 % 20 % 10 % 0%<br/>Actif occupé ac tif oc c upé Chômeur c hôm eur Retraité retraité Au foyer au foy er Autre inactif autre inac tif<br/><br/>100 % 90 % 80 % 70 % 60 % 50 % 40 % 30 % 20 % 10 % 0%<br/><br/>T rès bon ou bon Très bon ou bon<br/>Mauvais ou très mauvaisais M auv ais ou très m auv Limitations activitésshabituelles Lim itations ac tiv ité habituelles<br/><br/>Moy e Moyenn<br/>Maladie chronique M aladie c hronique Existenceed'un handicap (reconnu ouou non) Ex is tenc d'un handic ap (rec onnu non)<br/><br/>Source : enquête décennale Santé 2002-2003, INSEE, exploitation DREES. Champ : personnes en emploi de plus de 15 ans à la date de l'enquête.<br/><br/>On ne saurait donc généraliser à l'ensemble des séniors les taux de recours aux arrêts maladie observés ici sur les seuls séniors encore en activité. En effet, en 2003, le taux d'emploi des 55-59 ans est de 54 % et celui des 55-64 ans ne s'élève qu'à 37 % (d'Autume, Betbèze et Hairault, 2005). Outre le fait qu'au delà de 60 ans cette situation n'est pas surprenante et reflète le rôle central joué par l'âge de 60 ans dans les comportements de départ en retraite passés et à venir (Rapoport, 2006), il n'en demeure pas moins qu'en France, comme dans la plupart de pays européens, une proportion non négligeable de personnes de 50 ans et plus n'occupe pas d'emploi (18 % de l'ensemble des personnes de 50 ans et plus, d'après l'enquête décennale Santé). Un certain nombre de facteurs expliquent la cessation d'activité des séniors, au rang desquels la dégradation de leur état de santé ; ils sont alors pris en charge en cas de<br/><br/>problèmes invalidants reconnus par des dispositifs institutionnels. Ainsi, est-on confronté ici à un biais de sélection au sein de la population des 50 ans et plus : une partie d'entre eux reste en emploi, d'autres sont écartés plus ou moins définitivement du marché du travail. Cette sélection n'est donc pas indifférente pour l'analyse de l'état de santé des personnes (encadré 3). Eu égard à l'analyse des arrêts maladie, l'impact de cette sélection est moins aisé à cerner et à mettre en évidence. Cette sélection n'est cependant pas neutre, ne seraitce que parce que les séniors encore en emploi présentent des caractéristiques particulières et sont notamment en meilleure santé que ceux qui sont sortis de l'emploi, et ce quel que soit l'indicateur retenu (graphique 1). Il arrive que l'on qualifie ce phénomène de biais lié à la bonne santé des travailleurs ; « healthy worker effect » en anglais (Lasfargues, 2005). La DARES observe également<br/><br/><br/>solidarité<br/>6<br/><br/>santé<br/>n° 2 - 2007<br/>LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI ENCADRÉ 3<br/><br/>Les personnes de 50 ans et plus : statut vis-à-vis de l'emploi et état de santé<br/>D'après l'enquête décennale Santé 2002-2003, les per sonnes âgées de 50 ans et plus se répar tissent de la manière suivante en termes de statut vis à vis de l'emploi. Les personnes qui se déclarent comme « autres inactifs » (6 % des 50 ans et plus) comprennent également des personnes ne touchant qu'une pension de réversion, des femmes pour la plupart, et des personnes invalides, ayant ou non une reconnaissance officielle d'un handicap ou d'une invalidité (Barnay, 2005). L'inactivité d'une grande partie des personnes de 50 ans et plus inactives - à savoir celles se déclarant au foyer et « autre inactif » - semble déconnectée du motif de santé. En effet, 78% des inactifs répondent que s'ils n'exercent pas de profession, ce n'est pas pour des raisons concernant leur santé1 (c'est le cas des femmes au foyer et probablement de celles ne touchant qu'une pension de réversion). Au final, environ 3 % de l'ensemble des personnes ayant 50 ans et plus déclarent ne pas travailler à la date de l'enquête en raison de leur santé. Pour tant, les caractéristiques de l'état de santé des sénior s population étudiée est par ticulière : quel que soit l'indicateur meilleur lorsqu'ils sont en emploi (graphique 1). Des analyses « toutes choses égales par ailleurs » confirment qu'un état de santé dégradé, tel qu'il est perçu par les enquêtés, diminue la probabi8% lité d'être en emploi (Barnay, 2005). Ainsi, dans la mesure ou l'on ne s'intéresse ici qu'aux sénior s en emploi - étant donné qu'eux seuls avaient la possibilité de déclarer s'être arrêtés de travailler pour des raisons de santé -, non seulement leur état de santé est meilleur que celui de l'ensemble des sénior s (les per sonnes étant sorties de l'emploi pour raison de santé sont exclues du champ étudié), mais ce phénomène s'accentue probablement avec l'âge (phénomène de sélection dynamique). selon leur statut face à l'emploi, montrent clairement que la retenu, l'état de santé des quinquagénaires apparaît toujours Statut des personnes âgées de 50 ans et plus<br/><br/>6% 27 %<br/><br/>Ac tif en em ploi C hôm eur c herc hant un em ploi C hôm eur ne c herc hant pas d'em ploi R etraité, retiré des affaires , pré-retraité Au foy er Autre inac tif<br/><br/>2% 2% 55 %<br/><br/>1. La question est formulée de cette manière : « Vous n'exercez pas de profession actuellement, est-ce pour des raisons concernant votre santé ? ».<br/><br/>que le sentiment des personnes elles-mêmes va dans ce sens : plus de 40 % des séniors (personnes âgées de 50 à 59 ans) sans emploi ont une santé sérieusement altérée4 (Coutrot, Waltisperger, 2005). On peut par ailleurs s'interroger sur la place que pourrait avoir le recours à des arrêts maladie parmi d'autres dispositifs de sortie d'activité. Contrairement à certains pays, les modalités françaises de cessation d'activité sont relativement éclatées : dispositifs d'invalidité et de handicap donnant accès à une pension ou à une prestation, cessations anticipées d'activité, dispositifs variés de pré-retraites, dispenses de recherche d'emploi pour les allocataires de l'assurance chômage à partir d'un certain âge, etc. (Barnay, 2005). Dans une période marquée par des réformes conduisant inéluctablement à l'augmentation de la durée de cotisation requise pour l'obtention de la retraite à taux plein et dans un contexte de contraction des dispositifs visant à la cessation définitive d'activité, notamment les préretraites (Merlier, 2005), un recours au motif de santé pourrait être un moyen alternatif de réguler les flux de sorties anticipées du marché du<br/><br/>4. Ce résultat provient de l'enquête sur « L'insertion professionnelle des personnes handicapées » complémentaire à l'enquête Emploi de mars 2002. 5. Dans le cas général, le montant des indemnités journalières (IJ) s'élève à 50 % du salaire de base entre le 4ème jour et le 6ème mois d'arrêt et à 51,49 % à partir du 7ème mois. Pour les affections chroniques ou de longue durée, on peut toucher des IJ pendant 3 ans maximum. Pour les autres affections, on ne peut toucher plus de 360 indemnités journalières en l'espace de 3 ans. 6. Test du Khi2. 7. Par ailleurs, la distribution des séniors en termes d'âge est la même, qu'ils aient ou non été arrêtés : un quart a entre 50 et 52 ans à la date de l'enquête, la moitié est âgée de plus de 54 ans et 10 % a plus de 59 ans.<br/><br/>travail. Pour le salarié, cela pourrait permettre d'éviter une phase d'inactivité et d'offrir un revenu de remplacement5 le temps d'atteindre les conditions nécessaires à l'obtention d'une pension à taux plein. Pour l'entreprise, il est possible qu'un tel mode de gestion apparaisse plus souple et moins contraignant financièrement - le versement d'indemnités journalières n'étant pas à sa charge - que d'autres dispositifs. L'enquête décennale Santé ne permet toutefois pas de mettre en évidence de tels éléments d'explication. Sous cette hypothèse, on peut s'attendre à ce que les séniors connaissent plus fréquemment des arrêts de travail à mesure que leur âge augmente et qu'ils s'approchent de l'âge légal de départ à la retraite. Or, on n'observe pas de liaison significative6 entre la tranche d'âge des plus de 50 ans (par exemple : 50-52 ans, etc.) et la fréquence des arrêts de travail. Ainsi, les séniors ayant connu des arrêts de travail ne sont-ils pas significativement plus âgés que ceux de la même classe d'âge qui ne se sont pas arrêtés (respectivement 54,4 ans contre 54,2 ans)7. Cette absence de lien entre l'âge et la fréquence des arrêts peut toutefois être lié<br/><br/><br/>solidarité<br/>LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI<br/><br/>n° 2 - 2007<br/><br/>santé<br/>7<br/><br/>TABLEAU 2<br/><br/>La durée des arrêts de travail selon l'âge (en jours)<br/>Moins de 30 ans 1er quartile Durée médiane Durée moyenne 3<br/>ème<br/><br/>30-39 ans 2,0 6,0 13,7 17,0<br/><br/>40-49 ans 4,0 8,0 16,1 25,0<br/><br/>Moins de 50 ans 3,0 7,0 13,7 19,0<br/><br/>50 ans et plus 4,0 14,0 22,1 31,0<br/><br/>2,0 6,0 11,1 15,0<br/><br/>quartile<br/><br/>Source : enquête décennale Santé 2002-2003, INSEE, exploitation DREES. Champ : personnes en emploi de plus de 15 ans ayant connu un arrêt de travail.<br/><br/>au phénomène de sélection signalé précédemment. Ce résultat n'invalide pas pour autant cette hypothèse et ce pour plusieurs raisons. Si les séniors dans leur ensemble ne s'arrêtent pas plus fréquemment que leurs cadets, on observe tout de même sur cette population particulière des séniors en emploi que ceux qui interrompent leur travail pour des raisons de santé s'arrêtent en moyenne plus longtemps (tableau 2). Il est alors possible que des retraits d'activité par l'intermédiaire d'arrêts maladie, qu'ils soient le fait des salariés eux-mêmes ou de leurs employeurs, ne touchent finalement pas plus les personnes occupées âgées que les autres classes d'âge actives, mais n'en touchent que certaines pour une période longue sinon de manière définitive.<br/><br/>plus « objectifs », bien que plus partiels. Le premier - la prévalence d'une maladie chronique - a une composante plus médicale de l'état de santé. En effet, c'est le caractère strictement pathologique d'une détérioration de l'état de santé qui est appréhendé ici. Le deuxième indicateur mesure des problèmes fonctionnels affectant la personne, et pouvant avoir un impact d'un point de vue social, grâce au repérage de limitations dans les activités de la vie quotidienne du fait d'un problème de santé9. Comme on peut s'y attendre, l'état de santé des personnes se dégrade à mesure qu'ils avancent en âge, l'âge « étant associé à une altération objective de l'état de santé » (Auvray, Doussin, Le Fur, 2003). Ainsi, si neuf actifs de moins de 30 ans sur dix se déclarent en bonne ou en très bonne santé, ce n'est le cas que de huit actifs de 40 à 49 ans sur dix et d'un peu plus de sept actifs de 55 ans ou plus sur dix (graphique 2). Il en est de même, mais dans une moindre mesure pour les autres indicateurs d'état de santé (existence d'une maladie chronique, limitations dans la vie quotidienne). Le fait de devoir s'arrêter de travailler est bien évidemment lié en premier lieu à un problème de santé - maladie, accident de travail ou maladie professionnelle - lequel peut conduire pour partie les personnes concernées à se juger en mauvaise, en très mauvaise santé, voire dans un état plutôt « moyen ». Ainsi, 10 % des personnes âgées de 50 ans et plus qui ont eu un arrêt maladie se sentent globalement en mauvaise ou très mauvaise santé, alors qu'un peu moins de 2 % de ceux qui ne se sont pas arrêtés s'estiment dans un tel état (graphique 3). Il en est de même, dans une moindre mesure, pour les personnes plus jeunes : 4 % des personnes en emploi de moins de 50 ans ayant eu<br/><br/>Avoir un arrêt de travail va de pair avec un état de santé ressenti comme dégradé<br/>Trois aspects de l'état de santé des personnes sont repérés dans l'enquête8. Le premier est appréhendé par un indicateur de santé déclarée à partir de la réponse à la question standardisée du Bureau européen de l'organisation mondiale de la santé, libellée comme suit : « Comment est votre état de santé général ? Très bon, bon, moyen, mauvais, très mauvais ». Une telle mesure donne une vision synthétique et globale de l'état de santé tel que les personnes le ressentent. Elle présente toutefois quelques limites dont son caractère relativement subjectif (encadré 4). C'est pourquoi on considère aussi généralement des indicateurs<br/><br/>8. Les trois questions posées proviennent d'une réflexion commune de différents organismes de recherche réalisée dans le cadre de l'harmonisation européenne des indicateurs de morbidité. 9. L'existence d'une maladie chronique est mesurée par la réponse à la question : « Avezvous actuellement une ou plusieurs maladies chroniques ? ». Les limitations fonctionnelles dans la vie quotidienne sont repérées par la question : « Êtes-vous limité, depuis au moins 6 mois à cause d'un problème de santé, dans les activités que les gens font habituellement ? ».<br/><br/><br/>solidarité<br/>8<br/><br/>santé<br/>n° 2 - 2007<br/>LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI ENCADRÉ 4<br/><br/>Les limites liées à la mesure de l'état de santé ressenti<br/>L'état de santé retenu ici est appréhendé par un indicateur de santé déclarée à par tir de la réponse à la question standardisée du Bureau européen de l'organisation mondiale de la santé, libellée comme tel : « Comment est votre état de santé général ? Très bon, bon, moyen, mauvais, très mauvais ». Il s'agit donc là d'une question d'opinion qui relève d'une cer taine subjectivité. Une telle mesure de l'état de santé, bien qu'elle donne une vision synthétique et globale de l'état de santé des per sonnes, est entachée de biais qui peuvent être d'ordre psychologique, culturel, etc. (Bound, 1991). Non seulement la manière dont les personnes se positionnent sur l'échelle qui leur est proposée n'est pas connue, mais encore ce positionnement est probablement lié à l'état de santé lui-même ce qui entraîne un biais d'endogénéité. C'est la raison pour laquelle on considère généralement aussi des indicateur s plus « objectif s ». Le premier a une composante plus médicale de l'état de santé, il s'agit de la prévalence d'une maladie chronique. Le second est d'ordre fonctionnel, grâce au repérage de limitations dans les activités de la vie quotidienne du fait d'un problème de santé1. Ces indicateurs donnent toutefois une vision plus partielle de l'état de santé. Ces trois indicateurs sont bien entendu corrélés.<br/>1. L'existence d'une maladie chronique est mesurée par la réponse à la question : « Avez-vous actuellement une ou plusieurs maladies chroniques ? ». Les limitations fonctionnelles dans la vie quotidienne sont repérées par la question : « Êtes-vous limité, depuis au moins 6 mois à cause d'un problème de santé, dans les activités que les gens font habituellement ? ».<br/><br/>GRAPHIQUE 2<br/><br/>État de santé ressenti par les personnes en emploi selon leur âge<br/>État de santé perçu 100 % Maladie chronique - Limitation activités habituelles 50 % 45 % 40 % 35 % 30 % 25 % 20 % 15 % 10 % 5% 0%<br/><br/>80 % 60 % 40 % 20 % 0% Moins de 30 ans Très bon ou bon rès bon ou bon<br/>Maladie c hronique M aladie chronique<br/><br/>30-39 ans Moy e Moyenn<br/><br/>40-49 ans<br/><br/>50-54 ans<br/><br/>Plus de 55 ans<br/><br/>M auv ais ou très m auv ais Mauvais ou très mauvais<br/><br/>Limitations activitésshabituelles Lim itations ac tiv ité habituelles<br/><br/>Source : enquête décennale Santé 2002-2003, INSEE, exploitation DREES. Champ : personnes en emploi de plus de 15 ans à la date de l'enquête.<br/><br/>GRAPHIQUE 3<br/><br/>État de santé ressenti par les personnes en emploi selon leur âge et s'ils ont eu ou non des arrêts de travail<br/>50 ans et plus en emploi Moins de 50 ans en emploi<br/><br/>100 % 80 % 60 % 40 % 20 % 0%<br/>Arrêt de rav ail Arrêt de ttravail Pas d'arrêt de trav ail Pas d'arrêt de travail Arrêt de rav ail Arrêt de ttravail Pas d'arrêt de rav ail Pas d'arrêt de ttravail<br/><br/>Très bon ou bon rès bon ou bon<br/>Maladie c hronique M aladie chronique<br/><br/>Moy en Moyen<br/>Limitations ac tiv ité habituelles Lim itations activitésshabituelles<br/><br/>M auv ais ou très mauvais Mauvais ou très m auv ais<br/><br/>Source : enquête décennale Santé 2002-2003, INSEE, exploitation DREES. Champ : personnes en emploi de plus de 15 ans à la date de l'enquête.<br/><br/><br/>solidarité<br/>LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI<br/><br/>n° 2 - 2007<br/><br/>santé<br/>9<br/><br/>un arrêt maladie s'estime en mauvaise ou très mauvaise santé alors qu'à peine 1 % de ceux qui n'ont pas eu d'arrêt de travail affichent une telle perception de leur état de santé. En conséquence, un état de santé ressenti comme dégradé va de pair avec le fait de s'arrêter de travailler pour des raisons de santé. Pour autant, près de la moitié des quinquagénaires ayant connu un arrêt de travail se jugent en bonne ou en très bonne santé, ce qui représente tout de même une proportion élevée (cette proportion s'élève à 71 % pour leurs cadets). De manière plus objective, on observe que les séniors qui ont du s'arrêter de travailler sont plus souvent atteints de maladies chroniques que ceux qui ne se sont pas arrêtés et surtout 30 % d'entre eux déclarent être limités dans leurs activités quotidiennes alors que c'est le cas de seulement 9 % des autres séniors. Autre signe de cette perception d'un moins bon état de santé, les séniors ayant eu un arrêt de travail sont presque trois fois plus nombreux à avoir subi une hospitalisation10 au cours des douze mois précédant l'enquête (29 % contre 10 % des séniors qui ne se sont pas arrêtés). Des observations similaires se dégagent pour les personnes en emploi de moins de 50 ans. Au total, l'auto-perception d'un mauvais état de santé, si elle est bien liée à des dysfonctionnements médicaux objectifs, capte également des expériences et appréciations personnelles (liées à la vie professionnelle, à la comparaison à des pairs, etc.).<br/><br/>des individus parmi les options ordonnées suivantes : zéro arrêt maladie, un arrêt, deux arrêts, etc. (annexe 1). Mais ce type d'analyse ne permet pas de tenir compte du lien complexe qui existe entre l'âge des personnes, leur état de santé et la propension à connaître un ou des arrêt(s) maladie. En effet, en raison des pathologies qui peuvent être à l'origine des arrêts maladie, on peut introduire l'état de santé ressenti par les personnes comme facteur explicatif des probabilités de recours. Toutefois, cela pose quelques problèmes en raison du caractère indéniablement endogène de l'état de santé. Ce constat légitime le fait d'adopter une modélisation « complète » qui, tout en estimant l'influence d'un certain nombre de facteurs sur l'opinion qu'ont les personnes de leur état général de santé, estime l'impact de cette opinion sur la probabilité de recourir à un arrêt de travail, compte tenu d'un certain nombre de caractéristiques autres (âge, secteur d'activité, etc). L'identification de ces facteurs jouant de façon simultanée est réalisée à l'aide d'un modèle Probit bi-varié (tableau 3, modèle complet). En effet, il est clair que certains facteurs, qu'ils soient ou non observés dans l'enquête, permettent d'expliquer à la fois le recours à des arrêts maladie et l'état de santé tel que les personnes le ressentent. Formellement, cela revient à estimer simultanément les deux équations suivantes : - état _ santéi* =  zi + u<br/>i<br/><br/>(1)<br/>i<br/><br/>- arrêti* =  xi +  état _ santéi + v<br/><br/>( 2)<br/><br/>La prise en compte des relations complexes, entre l'âge, l'état de santé et les arrêts de travail<br/>En matière d'arrêt maladie, les actifs interrogés ont pu connaître une des situations suivantes : aucun arrêt, un seul arrêt, deux arrêts maladie, trois arrêts, etc. Ces situations ont des valeurs, certes qualitatives mais qui peuvent être logiquement ordonnées (0, 1, 2, etc.). Pour analyser ce type de situations, il conviendrait de mettre en oeuvre une régression logistique visant à décrire les probabilités de choix<br/><br/>avec état _ santéi* et arrêti* deux variables latentes dont on observe la réalisation par des variables binaires, l'une mesurant l'opinion en matière d'état de santé général (bon ou très bon versus moyen, mauvais ou très mauvais), l'autre repérant le recours aux arrêts de travail ; ui et vi sont corrélés si des caractéristiques inobservées déterminent l'opinion en matière d'état de santé et les recours aux arrêts maladie. Il peut toutefois être utile de comparer les résultats ainsi obtenus à ceux qui découlent d'un modèle « simple » dans lequel l'état de santé n'intervient que comme facteur explicatif du recours aux arrêts maladie (tableau 3 ­<br/>10. Les hospitalisations ayant eu lieu au cours des douze mois précédant l'enquête sont comptabilisées dès lors que la personne est restée au moins une nuit dans un service de l'hôpital ou d'une clinique (sauf nuit passée aux urgences).<br/><br/><br/>solidarité<br/>10<br/><br/>santé<br/>n° 2 - 2007<br/>LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI TABLEAU 3<br/><br/>Les liens entre l'arrêt de travail et l'état de santé ressenti<br/>Modèles probit ordonnés « simples » du nombre d'arrêts de travail : Probabilité d'avoir eu : 0 arrêt de travail, 1 arrêt, 2 arrêts ou plus AVEC l'état de santé comme facteur explicatif Se sentir en bonne ou très bonne santé Âge Moins de 50 ans 50-54 ans 55 ans et plus Sexe Femme Homme Situation familiale Ne vit pas en couple Vit en couple Niveau de diplôme Sans diplôme Diplôme inférieur au bac (CEP, BEPC, etc.) Baccalauréat Supérieur au baccalauréat Catégorie socio-professionelle Indépendants non agricoles (y.c. prof. libérales) Cadres Professions intermédiaires Employés Ouvriers Secteur d'activité Agriculture : À son compte Salarié agricole Industrie Construction, BTP Transports Activités financières Activités immobilières Commerce Services aux entreprises Services aux particuliers Éducation, santé, action sociale Administration Âge au premier emploi 15 ans ou moins Entre 16 et 20 ans Plus de 20 ans Durée hebdomadaire de travail Moins de 35 heures 35 à 40 heures 40 à 50 heures Plus de 50 heures Temps de trajet domicile-travail Moins de 30 minutes 30 minutes à 1 heure 1 heure à 2 heures Plus de 2 heures Niveau de vie du ménage 1er quartile de revenu par unité de consommation 2 ème quartile de revenu par unité de consommation 3ème quartile de revenu par unité de consommation 4ème quartile de revenu par unité de consommation Évènement survenus dans le passé... ... depuis le premier emploi A connu une(ou des) interruption(s) de travail pour raisons de santé A connu une(ou des) période(s) de chômage ... depuis l'âge de 18 ans, parce qu'il n'avait plus de domicile personnel A été hébergé par une association, un centre d'hébergement, etc. A du dormir dans la rue, un véhicule, un hall d'immeuble, etc. État de santé général perçu Très bon Bon Mauvais Très mauvais Limitations dans la vie quotidienne Connaît des limitations dans les activités que les gens font habituellement N'en connaît pas Seuil 2 (2 arrêts ou plus) Seuil 1 (1 arrêt de travail) Constante Rho SANS l'état de santé comme facteur explicatif Modèle complet (probit bi-varié) : Deux probits dichotomiques, estimés simultanément<br/><br/>Avoir eu au moins un arrêt de travail -1,062 ***<br/><br/>Se sentir en bonne ou très bonne santé<br/><br/>ref -0,226 *** -0,144 *** 0,104 *** ref 0,037 ref 0,033 r ef 0,024 0,015 -0,359 -0,215 -0,132 -0,125 ref *** *** *** ***<br/><br/>ref -0,135 ***<br/><br/>ref -0,238 *** -0,03 -0,173 *** 0,134 *** ref 0,026<br/><br/>ref -0,301 *** -0,408 *** -0,03 ref 0,014 -0,049 * ref -0,019 -0,242 *** r ef 0,014 0,082 ** 0,018 0,181 ***<br/><br/>0,135 *** ref<br/><br/>ref 0,063 r ef -0,009 -0,021 -0,360 -0,233 -0,124 -0,128 ref *** *** *** ***<br/><br/>ref<br/><br/>r ef<br/><br/>-0,331 -0,171 -0,097 -0,115 ref<br/><br/>*** *** ** **<br/><br/>0,088 0,271 *** 0,111 *** 0,078 ** ref<br/><br/>Source : enquête Santé 20022003, INSEE, exploitation DREES. Champ : personnes en emploi de plus de 15 ans. Note : pour tenir compte de la durée variable de l'enquête selon les vagues, une variable différenciant les personnes ayant été enquêtées sur 4 mois des autres, dont la durée d'enquête est plus homogène (choisis comme référence), a été introduite parmi les variables explicatives, bien qu'elle ne soit pas reportée ici. L'autre alternative aurait été de corriger la variable d'intérêt en rapportant le nombre d'arrêts à une durée moyenne d'enquête de 62 jours. Cette option n'a pas été retenue car elle aurait rendu plus délicate la définition des catégories ainsi que l'interprétation des résultats. Lecture : le modèle complet estime simultanément la probabilité de se déclarer en bonne ou très bonne santé (vs moyenne, mauvaise ou très mauvaise santé) et la probabilité d'avoir eu au moins un arrêt de travail (vs ne pas en avoir eu), en tenant compte du caractère endogène de l'état de santé ressenti. La modalité notée « ref » correspond à la situation de référence pour chacun des facteurs considérés. Les coefficients sont significativement différents de zéro au seuil de 1 % (***), 5 % (**) ou 10 % (*) ou, lorsqu'ils ne comportent pas d'astérisques, ils ne sont pas significativement différents de zéro aux seuils usuels listés ci-dessus.<br/><br/>-0,283 ** 0,06 ref<br/><br/>-0,254 ** 0,024 ref 0,011 0,036 -0,037 0,047 -0,086 -0,113 ** 0,001 -0,118 * 0,067 0,076 ref -0,106 ** -0,202 *** -0,025 ref -0,111 *** -0,169 *** ref 0,037 0,048 0,068 -0,046 0,033 0,089 0,081<br/><br/>-0,236 ** 0,03 ref -0,027 0,009 -0,015 0,035 -0,107 ** 0,023 -0,136 ** 0,062 0,075 ref -0,127 ** 0,056 0,069 ref -0,047 0,145 *** 0,177 *** -0,055 -0,098 *** ref -0,001 -0,086 * -0,039 0,017 -0,045 0,055 ref<br/><br/>0,081 0,056 -0,059 -0,028 -0,047 -0,017 0,028 -0,078 -0,043 -0,05<br/><br/>-0,118 **<br/><br/>ref -0,088 * -0,159 *** -0,066 * ref -0,106 ** -0,183 *** ref<br/><br/>ref -0,095 ** -0,186 *** ref<br/><br/>0,02 -0,103 ** ref 0,03 0,023 -0,154 *** 0,066 -0,147 *** -0,117 *** ref -0,003 0,044 0,073** 0,032<br/><br/>-0,035<br/><br/>ref 0,006 0,054<br/><br/>ref<br/><br/>-0,025 -0,084 ** ref -0,002 0,037<br/><br/>0,236 ***<br/><br/>0,437 *** 0,046 0,080 ***<br/><br/>0,234 ***<br/><br/>-0,577 *** 0,048 -0,068 *** -0,208 * 0,114 -0,257 **<br/><br/>-0,270 * 0,16 -0,186 *** r ef 0,307 *** 0,673 *** 0,451 *** ref 1,908 *** 1,195 ***<br/><br/>-0,18 -0,305 *** 0,219<br/><br/>1,858 *** 1,177 *** -0,287 *** 0,371 *** 0,916 ***<br/><br/><br/>solidarité<br/>LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI<br/><br/>n° 2 - 2007<br/><br/>santé<br/>11<br/><br/>probit ordonné « simple » avec état de santé), voire n'est même pas pris en compte (tableau 3 ­ probit ordonné « simple » sans état de santé). Considérer l'opinion des individus sur leur état de santé comme facteur explicatif du recours aux arrêts maladie peut, en effet, être discuté. D'un côté, elle serait a priori un déterminant important tout simplement car on peut s'arrêter de travailler en raison d'un grave problème de santé. Les résultats des estimations seraient alors biaisés si l'on omettait cette variable. D'un autre côté, on imagine aisément que les réponses données par les personnes sur leur opinion en matière d'état général de santé sont influencées par leur situation vis-à-vis des arrêts maladie : ceux qui se sont arrêtés de travailler récemment auraient tendance à avoir une image plus négative de leur état de santé. Ce biais potentiel peut s'avérer finalement relatif, car l'état de santé ressenti peut-être, comme on le considère ici (de mêmes que certains auteurs), une approximation satisfaisante de l'état de santé « objectif ».<br/><br/>Qu'en est-il de la durée des arrêts maladie des actifs qui s'arrêtent de travailler pour des raisons de santé ?<br/>Il est aussi important de s'interroger sur la durée pendant laquelle les quinquagénaires en emploi s'arrêtent de travailler dans la mesure où c'est cette catégorie de personnes qui connaît les plus longues durées d'indemnisation. Les résultats descriptifs présentés ci-dessus montrent d'ailleurs que si les séniors ne s'arrêtent pas plus fréquemment que leurs cadets, ils s'arrêtent plus longtemps. Ce constat est-il toujours le même si l'on raisonne à caractéristiques égales ? Pour répondre à cette question, la stratégie économétrique qui semble à première vue la plus adaptée est celle généralement employée pour analyser, par exemple, la durée de chômage des personnes sans emploi, à savoir un modèle de durée. De part la nature même des données, notamment la distribution des durées, on utilise un modèle - dénommé « modèle à hasards propor-<br/><br/>tionnels » (en particulier, le modèle de Cox) qui permet d'estimer l'impact des caractéristiques socio-économiques sur la probabilité conditionnelle de sortir d'arrêt maladie (donc de reprendre son travail) au bout de « t » jours, sachant que la personne est restée en arrêt jusqu'à cette période (annexe 2). Mais, avec ce type de modélisation les estimations sont conduites uniquement sur la population des personnes qui se sont arrêtées (qui ont une durée d'arrêt strictement positive) : les résultats des estimations peuvent donc être entachés de biais dans la mesure où la population de ceux qui se sont arrêtés est particulière. Aussi, afin de confirmer (ou d'invalider) les résultats obtenus à partir de ce modèle de durée, on a également utilisé un « modèle de comptage », un modèle à deux étapes, qui permet d'estimer le nombre de jours d'arrêt maladie (1 jour, 2 jours, etc.) tout en évaluant en même temps la probabilité d'avoir zéro jours d'arrêt de travail, en fonction des caractéristiques socio-économiques des personnes en emploi. On peut alors tenir compte explicitement de deux phénomènes (annexe 2) : le fait qu'il y a « surabondance de zéros » (89 % des personnes en emploi ont connu zéro jour d'arrêt maladie) et le fait qu'il existe deux types de zéros (d'un côté quand les individus, face à un problème de santé, décident de ne pas s'arrêter alors qu'ils pourraient le demander, de l'autre, quand les personnes ne font face à aucun événement susceptible d'entraîner un arrêt de travail). Il ressort de la comparaison des estimations résultant d'un côté d'un modèle de durée estimé sur une population pourtant particulière, et de l'autre d'un modèle de comptage, que les conclusions en termes de durée des arrêts maladie sont globalement similaires. Aussi, seuls les résultats du modèle de comptage seront commentés ici. L'objectif est donc de décrire dans quelle mesure l'âge et l'état de santé des personnes, dans un premier temps, mais aussi leurs autres caractéristiques, dans un deuxième temps, jouent respectivement sur la probabilité de s'arrêter de travailler et aussi sur la durée des arrêts maladie.<br/><br/><br/>solidarité<br/>12<br/><br/>santé<br/>n° 2 - 2007<br/>LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI<br/><br/>Les séniors se jugent en moins bonne santé, recourent moins aux arrêts maladie, mais s'arrêtent plus longtemps que leurs cadets<br/>Si l'on ne tient pas compte du caractère endogène de l'état de santé, les séniors ont, toutes choses égales par ailleurs, une probabilité plus faible que leurs cadets d'avoir des arrêts de travail, ce qui confirme les résultats descriptifs exposés précédemment (tableau 3 et tableau 4). À caractéristiques égales les séniors se jugent en moins bonne santé que leurs cadets et ce d'autant qu'ils sont plus âgés (tableau 3, modèle complet). Au final, l'impact de l'âge est bien confirmé : les travailleurs âgés - qu'ils aient entre 50 et 54 ans ou qu'ils soient âgés de plus de 55 ans - ont toujours une plus faible probabilité que leurs cadets de recourir aux arrêts de travail, alors même que l'on tient compte de leur état de santé et de son caractère endogène (tableau 3, modèle complet). Par contre, lorsque les quinquagénaires s'arrêtent de travailler leurs arrêts durent plus longtemps11. Ceci confirme, là encore, l'analyse descriptive présentée précédemment : toutes choses égales par ailleurs, les actifs âgés de 50 à 54 ans, ainsi que ceux âgés de 55 ans et plus, ont non seulement une probabilité plus élevée d'avoir zéro jour d'arrêt mais aussi un nombre de jours d'arrêt maladie plus important que leurs cadets (tableau 4)12. Les études réalisées sur ce sujet aboutissent à des conclusions similaires, au premier rang celles de T. Renaud qui concluent à une diminution rapide de la probabilité d'être en arrêt maladie à partir de 30 ans, alors que la durée des arrêts a plutôt tendance a s'accroître avec l'âge, toutes choses égales par ailleurs. Les auteurs soulignent également que plus l'âge de l'assuré est avancé au moment où il a un arrêt maladie, plus ses chances de revenir au travail sont faibles. L'étude réalisée par la CNAMTS (op. cité) concluait aussi que « la proportion des 50 ans et plus était plus élevée pour les arrêts de longue durée »13.<br/><br/>La durée de la vie professionnelle a au final un effet sur l'opinion en matière d'état général de santé et aussi sur la probabilité de recours aux arrêts de travail et sur leurs durées. En effet, les générations les plus anciennes ont commencé à travailler plus tôt que les générations récentes. Aussi une exposition plus longue à des contraintes et nuisances liées au travail peut expliquer non seulement le sentiment d'être en plus mauvaise santé mais aussi un recours plus important aux arrêts maladie. C'est ce que l'on observe en tenant compte de l'âge au premier emploi comme facteur explicatif : plus les personnes ont commencé à travailler tard, plus elles estiment se sentir en meilleure santé. De plus, les personnes ayant commencé à travailler le plus tard (alors qu'elles avaient plus de 20 ans au premier emploi) ont, comparativement à celles ayant débuté le plus tôt (à 15 ans ou avant), moins de risques d'avoir eu un arrêt de travail et ont un nombre de jours d'arrêt maladie plus faible. Par ailleurs, il ressort nettement de la modélisation simultanée que des facteurs non observés jouent à la fois sur l'état de santé et sur les arrêts maladie : des facteurs qui expliqueraient simultanément l'état de santé et le recours aux arrêts sont corrélés entre eux14. Par exemple, des personnes hypocondriaques (caractéristique que l'on n'observe pas) ont vraisemblablement une appréciation négative de leur état de santé et en même temps auraient tendance à solliciter un arrêt de travail dès lors qu'un problème de santé, même bénin, les affecte. On observe également bien que le fait de se sentir en bonne ou très bonne santé a un fort effet négatif sur la probabilité d'avoir recours à un arrêt de travail, alors même que les facteurs susceptibles d'expliquer l'état de santé ressenti et le recours aux arrêts de travail sont aussi pris en compte dans le modèle (tableau 3, modèle complet). Enfin, parmi les autres caractéristiques sociodémographiques des personnes interrogées, on peut noter que le fait de vivre en couple ou non n'a pas d'impact significatif sur la probabilité d'avoir eu un arrêt de travail plutôt que de ne pas en avoir eu. Les travaux portant sur les déterminants de la prescription d'arrêt de travail, dont ceux de T. Renaud, n'aboutissent<br/><br/>11. Cet effet de l'âge est aussi confirmé avec le modèle de durée, malgré ses limites quant à la sélection de la population observée : toutes choses égales par ailleurs, les personnes en emploi de plus de 50 ans sortent moins vite d'arrêt maladie que leurs cadets (tableau de l'annexe 2). 12. Les séniors de 55 ans et plus se distinguent peu, voire pas, des séniors moins âgés, tant sur la fréquence que sur la durée des arrêts. Cela peut être lié au phénomène de sélection de cette population signalé auparavant : ceux atteint des pathologies les plus graves sont déjà sortis de l'emploi et ne sont donc pas observés ici. 13. La méthode et le champ de l'étude de la CNAMTS diffèrent notablement de ceux de l'étude présentée ici : elle porte sur la population du régime général en arrêt de travail de 2 à 4 mois. Trois populations sont étudiées, la première constituée d'assurés avec une durée moyenne d'arrêts de travail de 67 jours, la deuxième avec une durée de 81 jours et de 111 jours pour la troisième. 14. Tableau 4 : coefficient Rho significativement différent de zéro.<br/><br/><br/>solidarité<br/>LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI<br/><br/>n° 2 - 2007<br/><br/>santé<br/>13<br/><br/>TABLEAU 4<br/><br/>Estimation du nombre de jours d'arrêt maladie (modèle de comptage)<br/>Modèle ZINB (&quot;Zero-inflated negative binomial &quot;) Âge Moins de 50 ans 50-54 ans 55 ans et plus Sexe Femme Homme Situation familiale Ne vit pas en couple Vit en couple Niveau de diplôme Sans diplôme Diplôme inférieur au bac (CEP, BEPC, etc,) Baccalauréat Supérieur au baccalauréat Catégorie socio-professionelle Indépendants non agricoles (y.c. prof. libérales) Cadres Professions intermédiaires Employés Ouvriers Secteur d'activité Agriculture : À son compte Salarié agricole Industrie Construction, BTP Transports, activités financière, activités immobilières Commerce Services aux entreprises Services aux particuliers Éducation, santé, action sociale Administration Âge au premier emploi 15 ans ou moins Entre 16 et 20 ans Plus de 20 ans Limitations dans la vie quotidienne Limitations dans les activités que les gens font habituellement N'en connaît pas Constante Prise en compte du nombre de jours d'enquête pendant lesquels on observe les arrêts de travail Coefficient de dispersion :  Test de Vuong - modèle ZINB vs modèle Négatif binomial standard :<br/>Source : enquête décennale Santé 2002-2003, INSEE, exploitation DREES. Champ : personnes en emploi de plus de 15 ans. Lecture : la modalité notée « ref » correspond à la situation de référence pour chacun des facteurs considérés. Les coefficients sont significativement<br/>différents de zéro au seuil de 1 % (***), 5 % (**) ou 10 % (*) ou, lorsqu'ils ne comportent pas d'astérisques, ils ne sont pas significativement différents de zéro aux seuils usuels listés ci-dessus.<br/><br/>Nombre de jours d'arrêt maladie (binomial négatif) : 1, 2, 3, etc. ref 0,374 *** 0,398 *** 0,078 *** ref -0,160 *** ref -0,019 ref -0,116 *** 0,038 -0,135 * -0,400 *** -0,236 *** 0,018 ref<br/><br/>Probabilité d'avoir zéro jour d'arrêt maladie (Probit) ref 0,264 *** 0,127 *** -0,134 *** ref -0,032 *** ref -0,066 *** ref -0,015 0,035 * 0,523 *** 0,308 *** 0,163 *** 0,173 *** ref<br/><br/>-0,573 *** 0,430 *** ref 0,021 -0,017 0,263 *** 0,113 ** -0,180 *** 0,056 -0,148 *** ref -0,215 *** -0,403 *** 0,654 *** ref -1,601 *** oui<br/><br/>0,537 *** 0,149 *** ref 0,027 -0,031 0,119 *** -0,044 * 0,103 *** -0,052 *** -0,127 *** ref 0,096 *** 0,186 *** -0,783 *** ref 0,956 *** oui<br/><br/>2,041 et log(alpha) = 0,714 *** z = 36,08 Pr&gt;z = 0,0000<br/><br/><br/>solidarité<br/>14<br/><br/>santé<br/>n° 2 - 2007<br/>LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI<br/><br/>pas non plus à des conclusions claires quant à l'influence de la charge familiale. En revanche, les femmes ont plus de chances que les hommes d'avoir un arrêt de travail, mais leurs arrêts ne durent pas plus longtemps. La dernière étude de la CNAMTS (2004), de même que des travaux plus anciens (CNAMTS, 1997), concluaient aussi que les assurés en arrêts de travail étaient plus souvent des femmes. Deux éléments pourraient expliquer, en partie, ce phénomène : tout d'abord le fait que l'arrêt peut aussi concerner, en fait, un problème de santé touchant leurs enfants, ensuite une partie des arrêts repérés ici, peuvent concerner des femmes ayant eu des complications liées à leur grossesse15. Au delà de ce premier état des lieux, il importe de tenir compte également de l'impact de la situation des personnes vis-à-vis du marché du travail (catégorie sociale et secteur d'activité, reflétant en partie leurs conditions de travail) et de leurs caractéristiques socio-démographiques (sexe, situation familiale) tant sur la propension à s'arrêter de travailler pour des raisons de santé que sur la durée des arrêts maladie. En effet, les séniors ne sont pas répartis dans l'emploi de la même manière que leur cadets : cet état de fait résulte de dynamiques différentes dans le développement des professions (déclin des agriculteurs, développement des professions du tertiaire, par exemple). Aussi, peut-on se demander si, en raisonnant à âge et à opinion sur l'état de santé comparables, les actifs en emploi ont, selon leur catégorie socioprofessionnelle et selon leur secteur d'activité, une propension différente à s'arrêter de travailler et une durée d'arrêt variable. Il s'avère que, outre l'âge et l'état de santé ressenti, le statut d'emploi (salarié/non-salarié), la catégorie sociale et le secteur d'activité ont un impact tant sur le recours aux arrêts de travail que sur leur durée.<br/><br/>« simple »), les individus qui exercent comme non-salariés, qu'ils soient agriculteurs, artisans, commerçants ou professions libérales ont une probabilité nettement plus faible que les salariés, notamment les ouvriers pris comme référence, d'avoir eu un arrêt de travail. Par ailleurs, dès lors qu'ils sont en arrêt maladie, les indépendants s'arrêtent moins longtemps de travailler que les salariés. Cette particularité des indépendants s'explique tant par la nature même de leur activité que par un système de protection sociale en matière d'indemnisation des arrêts maladie auparavant moins favorable qu'il ne l'était pour les salariés, du moins jusqu'au milieu des années 9016. Malgré les améliorations apparues depuis dans ce domaine, il est probable que le poids du passé explique en partie cette moindre propension à avoir des arrêts de travail. D'ailleurs, les non-salariés ont la probabilité la plus faible, toutes choses égales par ailleurs (état de santé déclaré, sexe et âge, revenu du ménage) d'entamer un épisode de soins, c'est-à-dire d'avoir un recours médical, pour une maladie donnée ou suite au renvoi par un médecin à un praticien spécialisé (DREES, 2006). Par ailleurs, l'activité de l'exploitation, de l'entreprise ou du cabinet qu'ils gèrent dépend en grande partie de leur présence à sa tête, de même que les revenus d'activité qu'ils en tirent pour eux et leur famille. Or, en cas d'arrêt de travail, les charges professionnelles inhérentes à l'activité indépendante continuent de courir. Dès lors que l'on estime en même temps l'opinion en matière d'état de santé (tableau 4, modèle complet), l'effet du « statut » (être indépendant plutôt que salarié) sur la probabilité de recourir à un arrêt de travail reste négatif. Effectivement, les artisans, commerçants et professionnels libéraux se jugent en meilleur état de santé que les ouvriers. Se jugeant ainsi, ils ont au final moins de chances de recourir aux arrêts maladie. Ce résultat doit toutefois être nuancé : si la probabilité de recours aux arrêts de travail reste moindre pour les agriculteurs exploitants, ces derniers ne se considèrent pas pour autant en meilleure santé que les ouvriers pris en référence. On peut voir là un impact encore plus important pour les agriculteurs que pour les autres indépendants d'un système d'indemnisation moins favorable et d'habitudes de consommation de soins différentes (au sens large du terme). D'ailleurs, les<br/><br/>15. L'étude de la CNAMTS signalait que quelle que soit la durée de l'arrêt de travail, les complications de grossesse concernaient une assurée sur 10. 16. Les artisans peuvent bénéficier depuis 1995 d'un régime obligatoire d'indemnités journalières. Ce système a été étendu aux commerçants au er 1 juillet 2000 (Ampi, 2002).<br/><br/>Les indépendants s'arrêtent moins fréquemment de travailler pour raisons de santé et leurs durées d'arrêt sont plus courtes<br/>À caractéristiques égales, en contrôlant uniquement de l'état de santé (tableau 3, modèle<br/><br/><br/>solidarité<br/>LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI<br/><br/>n° 2 - 2007<br/><br/>santé<br/>15<br/><br/>agriculteurs exploitants qui s'arrêtent ont, toutes choses égales par ailleurs, un nombre de jours d'arrêt maladie nettement plus faible que celui des autres actifs.<br/><br/>employés, a montré toute la difficulté à saisir l'unité. » (Goux et Maurin, 1998). Mais, d'après l'enquête Sumer 2003, réalisée par la DRT et la DARES, on peut observer que des figures dominantes perdurent et concernent toujours une partie du travail ouvrier (en particulier les ouvriers non qualifiés de type industriel ou artisanal) : le fait de travailler « en situation fatigante » (par exemple, position debout, travail répétitif plus de 20 h par semaine) et d'être exposé à des « postures pénibles » (positif à genoux, maintien des bras en l'air plus de 2 h par semaine)17, de devoir manutentionner des charges lourdes18 ou encore de pratiquer le travail de nuit. Par ailleurs, les contraintes de type posturales, articulaires, la manutention manuelle de charges lourdes, etc., peuvent se cumuler : les ouvriers sont la principale catégorie sociale touchée par ce cumul qui augmente les risques de troubles musculo-squelletiques, principale cause aujourd'hui de maladie professionnelle (Arnaudo, Hamon-Cholet et Waltisperger, 2006). Même si l'effet de sélection est net chez les ouvriers soumis au travail posté, au travail de nuit et à la pénibilité physique - ces postes étant confiés aux plus résistants d'entre eux et ceux qui s'y maintiennent ont une santé qui le leur permet (Bourget-Devouassoux, Volkoff, 1991) -, il n'en demeure pas moins qu'à terme, de telles conditions de travail ont indéniablement des effets différés sur la santé. Ainsi, les ouvriers sont parmi les catégories de salariés qui ont, toutes choses égales par ailleurs, les arrêts maladie les plus longs : ils ont la probabilité la plus faible de n'avoir aucun jour d'arrêt maladie et, de même que les employés, ont un nombre de jours d'arrêt plus élevé que celui des autres salariés et des indépendants (tableau 4). D'ailleurs, Afsa et Givord (2006), en utilisant les données de l'enquête Emploi, montrent clairement que chez les ouvriers le fait de travailler avec des horaires irréguliers (horaires alternés ou variables d'une semaine à l'autre) a un impact important sur la probabilité de s'arrêter pour cause de maladie, alors même qu'ils tiennent compte du biais éventuel qui pourrait résulter de l'effet de sélection dans les postes de travail occupés.<br/><br/>Les ouvriers : des arrêts de travail plus fréquents et plus longs, allant de pair avec une pénibilité physique qui reste prégnante<br/>Les salariés qui ont la plus forte probabilité de s'arrêter de travailler pour des raisons de santé, toutes choses égales par ailleurs, sont les ouvriers. Ce sont aussi eux qui, comparativement aux autres salariés, s'estiment en moins bonne santé. Le monde ouvrier a bien sûr changé ; aujourd'hui le terme même « ouvrier » ne recouvre pas complètement ce qu'il désignait il y a ne serait-ce qu'une vingtaine d'année. Selon Goux et Maurin (1998), le fait marquant de ce changement est avant tout qualitatif : la moitié des ouvriers travaillent désormais dans des entreprises de services, alors qu'ils étaient moins d'un quart à la fin des années soixante. Leurs fonctions ont donc évolué et s'apparentent de plus en plus à celles d'un service, avec un rapport à la clientèle beaucoup plus direct qu'auparavant : ces « nouveaux ouvriers » sont chauffeurs-livreurs, réparateurs d'équipements ménagers, etc. D'ailleurs, les ouvriers déclarent plus fréquemment qu'il y a près de dix ans être exposés à des contraintes organisationnelles (rythme de travail imposé par une demande extérieure, contact direct avec le public) qui restent l'apanage d'autres catégories sociales, notamment celle des employés de commerce et des services. D'ailleurs, on observe même un certain déplacement de l'emploi ouvrier non qualifié : « si le label « ouvrier non qualifié » disparaît petit à petit de l'industrie, les emplois ne nécessitant pas beaucoup de qualification et impliquant des tâches manuelles renaissent partout ailleurs dans le tertiaire. Simplement, ils renaissent sous le nom d'« employé », celui là même dont Chenu, dans son livre L'archipel des<br/><br/>17. Arnaudo B. et alii, 2006, DARES, mars. 18. Floury et alii, 2006.<br/><br/><br/>solidarité<br/>16<br/><br/>santé<br/>n° 2 - 2007<br/>LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI<br/><br/>Les salariés du commerce s'arrêtent moins fréquemment, mais plus longtemps : le poids de la pénibilité « vécue » ?<br/>C'est dans le commerce et les activités de services aux particuliers (hôtellerie-restauration...)19 que le risque d'avoir eu un arrêt de travail est le moins élevé. C'est donc dans les secteurs d'activité dans lesquels la nature du travail conduit les personnes à être en contact direct avec le public et conditionne leur rythme de travail (imposé par une demande extérieure obligeant à une réponse immédiate), que la propension aux arrêts maladie est la plus faible. En effet, toujours d'après l'enquête Sumer 2003, le commerce de détail et l'hôtellerie-restauration sont, parmi les activités relevant du tertiaire, les secteurs les plus exposés à de telles contraintes organisationnelles20 (DARES, 2004 et 2006). Des contraintes de ce type, liées à l'exigence du marché et à une certaine pression exercée par la demande, peuvent expliquer le fait que les salariés de ces secteurs n'ont finalement que peu de latitude pour s'absenter de leur travail. Des contraintes organisationnelles prégnantes - par exemple, la nécessité d'avoir en permanence des salariés présents pour répondre aux clients - peuvent, par ailleurs, inciter les employeurs à être particulièrement vigilants, ce qui peut à l'extrême les conduire à refuser que leurs salariés s'arrêtent, sous peine de leur trouver un remplaçant. Peut aussi jouer dans ce sens le fait que, même si les employés sont en général moins exposés que les ouvriers à des contraintes de pénibilité physique du travail, les employés de commerce et des services sont aussi soumis à des contraintes de type physique : situations fatigantes, postures pénibles, mais aussi la manutention qui est une pratique courante des employés relevant du commerce (employés de libre-service, caissiers). Pour autant, les salariés du commerce n'estiment pas qu'ils sont en meilleure santé que les autres (tableau 3) : cela confirmerait le fait que c'est plutôt la nature même de ce type d'activité et les contraintes organisationnelles<br/><br/>qui y sont attachées qui explique leur moindre recours aux arrêts maladie. Par ailleurs, même s'ils recourent moins aux arrêts de travail, les actifs du commerce affichent, toutes choses égales par ailleurs, un nombre de jours d'arrêt maladie plus élevé que les salariés des autres secteurs, (hormis les salariés agricoles, tableau 4). On peut alors se demander si les pénibilités « vécues » au travail - il s'agit là d'une notion subjective, liée à la perception des conditions de travail (tension psychique, « stress », etc.) - ne conduiraient pas les personnes concernées à être réticentes à une reprise du travail, ce qui les inciterait à s'arrêter plus longtemps. Le constat en matière d'état de santé et de durée d'arrêt de travail est tout autre pour les personnes travaillant dans les services aux particuliers : ils ont aussi une probabilité plus faible d'avoir eu un arrêt maladie alors même qu'ils s'estiment en moins bonne santé que tous les autres salariés, notamment ceux du commerce. En effet, les activités de services aux particuliers ­ notamment l'hôtellerie restauration ­ présentent de part la nature même du travail certaines particularités (travail en horaires décalés, etc.) qui pourraient expliquer, à travers un jugement plutôt négatif porté sur l'incidence des effets de la vie au travail sur la santé, ce sentiment de se sentir en moins bonne santé. Mais ce n'est pas pour autant qu'ils s'arrêtent plus longtemps que les autres salariés, au contraire, ils ont un nombre de jours d'arrêt maladie inférieur à celui des autres actifs non agricoles.<br/><br/>Les salariés des autres secteurs ne s'arrêtent pas plus fréquemment que ceux de l'industrie<br/>Les salariés travaillant dans les autres secteurs d'activité (construction, services aux entreprises, administration, etc.) ne se distinguent pas significativement de ceux travaillant dans l'industrie du point de vue de la fréquence des arrêts maladie. Et cela alors même que dans certains secteurs d'activité les risques professionnels sont relativement plus importants tels qu'une pénibilité physique avérée, qu'elle<br/><br/>19. La nomenclature utilisée ici s'approche au mieux de la Nomenclature économique de synthèse (NES) adoptée par l'INSEE en 1994. Il s'agit d'une double nomenclature nationale d'activités économiques et de produits - agrégée, pertinente pour l'analyse économique. 20. Outre le contact avec le public et la pression de la demande exigeant une réponse immédiate, on peut citer aussi le fait « de ne pouvoir faire varier les délais », ou encore « d'être dépendant vis-à-vis du travail de ses collègues ».<br/><br/><br/>solidarité<br/>LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI<br/><br/>n° 2 - 2007<br/><br/>santé<br/>17<br/><br/>découle de cadences imposées (par exemple, certains métiers du bâtiment), de manutention de lourdes charges ou d'exposition à des risques (biologiques, produits chimiques) laissant des traces (douleurs, vieillissement précoce), autant d'éléments conduisant à une prévalence relativement importante de certaines maladies, telles que les lombalgies par exemple (Lasfargues et Moliné, 2005). On pourrait penser que cette pénibilité du travail, qui touche particulièrement les salariés de la construction et du BTP, ne se traduise non pas par une fréquence accrue de s'arrêter mais plutôt par une durée d'arrêt plus longue. Mais, aux vues des résultats des estimations de la durée des arrêts maladie, cette hypothèse n'est pas confirmée. D'un côté, si l'on ne tient compte que des actifs ayant connu un arrêt de travail, les salariés de la construction et du BTP sortent d'arrêt maladie un peu plus lentement que ceux de l'industrie (tableau de l'annexe 2). De l'autre côté, les salariés de la construction et du BTP ne se distinguent pas des salariés de l'industrie quant à la probabilité de ne pas s'arrêter et, lorsqu'ils s'arrêtent, ils ne comptabilisent pas plus de jours d'arrêt de travail (tableau 4).<br/><br/>In fine, l'impact de l'âge sur la propension à recourir aux arrêts maladie est bien confirmé mais pas dans le sens que l'on aurait pu attendre. Les travailleurs âgés ont une plus faible probabilité que leurs cadets de recourir aux arrêts de travail, toutes choses égales par ailleurs. Mais cette population des personnes en emploi est sélectionnée et cette sélection est sans doute d'autant plus forte à mesure que l'âge augmente : ceux qui restent en emploi sont en meilleure santé que ceux qui en sont sortis. Il n'en demeure pas moins que lorsqu'ils ont des arrêts de travail, les séniors s'arrêtent plus longtemps que leurs cadets, soit que les pathologies dont ils sont atteints sont plus lourdes, soit qu'ils souhaitent passer moins de temps à leur travail (notamment s'ils n'en sont pas satisfait), soit qu'éventuellement (dans un contexte marqué par le durcissement des conditions d'accès aux dispositifs de préretraites) des politiques d'entreprises sont à l'oeuvre et favorisent une mise à l'écart du marché du travail pour les travailleurs âgés. Il convient également de préciser que les prescripteurs de soins ont aussi probablement joué un rôle non négligeable.<br/><br/><br/>solidarité<br/>18<br/><br/>santé<br/>n° 2 - 2007<br/>LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI<br/><br/>Références bibliographiques<br/>· Af sa C. et Givord P., 2006, « Le rôle des conditions de travail dans les absences pour maladie », Document de travail, n° G2006/07, INSEE. · Arnaudo B., Hamon-Cholet S. et Waltisperger D., 2006, « Contraintes posturales et ar ticulaires au travail », Premières Informations, Premières synthèses, n° 11.2, DARES, mars . · Arnaudo B., Magaud-Camus I., Sandret N. et Coutrot T., Flour y M.-C., Guignon N., Hamon-Cholet S., Waltisperger D., 2004, « L'exposition aux risques et aux pénibilités du travail de 1994 à 2003, premier s résultats de l'enquête SUMER 2003 », Premières informations, Premières synthèses, n°52.1, DARES, décembre . · d'Autume A., Betbèze J.-P. et Hairault J.-O., 2005, « Les séniors et l'emploi en France », rapport du Conseil d'analyse économique, La documentation Française. · Assurance maladie des professions indépendantes (AMPI), 2002, « Les indemnités journalières », rapport, décembre. · Aubert P., 2003, « Les quinquagénaires dans l'emploi salarié privé », Économie et Statistiques, n° 368, INSEE. · Auvray L., Doussin A . et Le Fur P., 2003, « Santé, soins et protection sociale en 2002 », Questions d'économie de la santé, n°78, IRDES, décembre. · Barnay T., 2005, « Les modalités de cessation d'activité pour raisons de santé », rapport final, IRDES, décembre. · Boisguérin B. et Raynaud D, avec la collaboration de Breuil-Grenier P., 2006, « Les trajectoires de soins en 2003 », Études et Résultats, n°463, DREES, février. · Bourget-Devouassoux J. et Volkoff S., 1991, « Bilan de santé des carrières d'ouvriers », Économie et statistiques, INSEE. · CNAMTS, 2004, « Des tendances de fond aux mouvements de court terme », Point de conjoncture, n° 21, janvier. · CNAMTS, 2004, Direction du ser vice médical, Mission des soins de ville, « Description des populations du régime général en arrêt de travail de 2 à 4 mois », octobre. · Coutrot T. et Waltsperger D., 2005, « L'emploi des sénior s souvent fragilisé par des problèmes de santé », Premières Informations, Premières synthèses, n° 08.1, DARES, février. · DARES, 2006, « Les expositions aux risques professionnels par secteur d'activités, résultats SUMER 2003 », Document d'études, n° 109, mars. · Flour y M.-C., Magaud-Camus I., Rouxel C. et Vinck L., 2006, « La manutention manuelle de charges en 2003 : la mécanisation n'a pas tout réglé », Premières Informations, Premières synthèses, n° 11.3, DARES, mars. · Gourdol A., 2005, « Les interruptions d'activité pour raisons de santé au cours de la vie professionnelle », Études et Résultats, n° 418, DREES, juillet. · Goux D. et Maurin E., 1998, « La nouvelle condition ouvrière », Notes de la fondation Saint-Simon, octobre. · Lasfargues G., en collaboration avec Molinie A.-F. et Volkoff S., 2005, « Départs en retraite et « travaux pénible », l'usage des connaissances scientifiques sur le travail et ses risques à long terme pour la santé », rapport de recherche du Centre d'études de l'emploi, n° 19, avril . · Merlier R., 2005, « Tassement des préretraites en 2004 », Premières Informations, Premières synthèses, n° 19.3, DARES, mai. · Merliere J. et Venere U., 1999, « Les arrêts maladie indemnisés en 1997 », Point Stat n° 21, CNAMTS. · Midy F., 2005, « Les indemnités journalières versées au titre des arrêts maladie par le régime général : états des lieux et déterminants », revue médicale de l'Assurance maladie, volume 36 n° 3, juillet-septembre . · Molinie A .-F., 2005, « Enquête santé et vie professionnelle après 50 ans, résultats par secteur s d'activité », rappor t de recherche du Centre d'études de l'émploi, n° 26, octobre. · Rapoport B., 2006, « Âge de départ souhaité, âge de départ prévu et liberté de choix en matière d'âge de départ à la retraite », Dossiers Solidarité et Santé, DREES, n°3 juillet ­ septembre. · Renaud T. et Grignon M., 2004, « Sickness and injur y leave in France: moral hazard or strain ? », communication au workshop du Collège des Économistes de la Santé (CES), janvier.<br/><br/><br/>solidarité<br/>LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI<br/><br/>n° 2 - 2007<br/><br/>santé<br/>19<br/><br/>ANNEXE 1<br/><br/>L'analyse de la fréquence des arrêts de travail<br/>Un modèle de Probit ordonné pour analyser le nombre d'arrêts de travail La variable à expliquer est qualitative avec des modalités qui peuvent être ordonnées dans un ordre croissant : aucun arrêt de travail, un arrêt de travail, deux arrêts, etc. À des fins de comparabilité avec l'autre modèle estimé et retenu in fine (Probit bi-varié), on a retenu un modèle de Probit ordonné. Cette méthode sert à décrire les probabilité de choix d'un individu parmi des options ordonnées : 0, 1 arrêt, 2 arrêts, etc. La modélisation repose sur la notion de variable latente. On suppose l'existence d'une variable continue inobservable « d'utilité de l'arrêt maladie » et l'on considère deux bornes µ1 et µ2 : - la première borne sépare les individus n'ayant connu aucun arrêt de travail de ceux s'étant arrêtés une fois de travailler pour raisons de santé ; - la seconde borne sépare les personnes qui se sont arrêtées une fois de celles qui se sont arrêtées deux fois ou plus1. Estimations * Soit la variable latente non observée arrêti , reflétant la situation de la personne vis-à-vis de l'arrêt de travail. On observe uniquement le nombre d'arrêt de travail effectivement utilisés, avec i le nombre d'arrêts. On pose :<br/><br/>arrêti* * arrêt 0 * arrêt1 * arrêt 2<br/><br/>= = = =<br/><br/> 1 1 1<br/><br/>xi + vi (1) * * si -  &lt; arrêt &lt; µ1 , arrêt 0 = 0 * * si µ1 &lt; arrêt &lt; µ 2 , arrêt1 = 0 s * * si µ 2 &lt; arrêt &lt; + , arrêt 2 = 0<br/><br/>sinon ;<br/>inon ; sinon.<br/><br/>Les paramètres et µ1 et µ2 sont inconnus. On estime alors simultanément les coefficients  et µj. Résultats des estimations Les résultats des estimations figurent dans le tableau 3 : colonne de gauche « AVEC l'état de santé comme facteur explicatif » et deuxième colonne en partant de la gauche « SANS l'état de santé comme facteur explicatif ».<br/>1. En raison du faible nombre de personnes ayant déclaré 3 arrêts, 4 arrêts, etc., le choix a été fait de regrouper les individus ayant connu 2 arrêts ou plus (2,8 % des actifs occupés).<br/><br/><br/>solidarité<br/>20<br/><br/>santé<br/>n° 2 - 2007<br/>LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI ANNEXE 2<br/><br/>Analyser la durée des arrêts de travail avec un modèle de durée<br/>Appliqués à l'origine en épidémiologie (par exemple dans l'analyse de la durée de vie des malades ayant subi tel traitement), les modèles de durée ont depuis été introduits en sciences économiques et sont appliqués dans le domaine de la mobilité, qu'elle soit professionnelle ou spatiale (durée d'emploi, durée de chômage, processus de recherche d'emploi, migration, etc.). La durée s'entend comme étant la période passée dans un état donné, à savoir ici la période passée en arrêt maladie. De telles données peuvent être « censurées » : lor s de la période d'obser vation, cer tains individus ne sont pas sor tis de l'état dans lequel ils se trouvent, dès lors, on ne sait pas combien de temps a priori l'individu persistera encore dans l'état étudié (censure à droite). En ce qui concerne cette étude, les données utilisées pour analyser la durée (encadré 2) sont peu censurées : lors des visites 2 et 3, il a été demandé aux personnes interrogées le nombre total de jours d'arrêt maladie prescrit par le médecin, que cette période d'arrêt soit révolue ou bien qu'elle dépasse la date d'observation. Bien évidemment, toute personne pourra connaître des arrêts maladie ultérieurement, voire un renouvellement de l'arrêt actuel, en cas de « rechute », par exemple. Quelques repères sur les grands principes des modèles de durée Deux fonctions de base caractérisent la loi d'une durée, notée T. La fonction centrale dans l'analyse des modèles de durée est appelée (par anglicisme) « fonction de hasard ». Elle est définie à partir de la probabilité conditionnelle de sortir de l'état considéré dans un inter valle infinitésimal autour de t. Remarquons que ce n'est pas réellement une probabilité : il est plus rigoureux d'interpréter le hasard comme un taux, de la forme « nombre d'événement par intervalle de temps ». C'est en fait le taux instantané de sor tie de l'état considéré ­ l'arrêt maladie ­ par unité de temps au bout d'une durée de t jours. Il correspond ici à la probabilité conditionnelle de sor tie d'arrêt maladie, donc de reprendre son travail, au bout de t jours, sachant que la personne est restée en arrêt jusqu'à cette période. Cette fonction est définie ainsi :<br/><br/>f (t ) P[t  T &lt; t + dt / T  t ] , soit  (t ) = , dt 1 - F (t ) où f (t ) est la densité et F (t ) la fonction de répartition de la variable aléatoire T.<br/><br/> (t ) = lim<br/><br/>dt  0<br/><br/>La seconde ­ appelée fonction de sur vie ­ est la probabilité de demeurer en arrêt maladie pour une durée supérieure à t, soit :<br/><br/>S (t ) = 1 - F (t )<br/>C'est généralement la fonction de hasard que l'on modélise directement : elle a le plus souvent une interprétation directe en termes de compor tements. Un élément d'analyse impor tant est donc le sens de variation du hasard au cours du temps. Le taux de sortie d'arrêt maladie est-il constant, ce qui supposerait que toute personne malade, et devant s'arrêter de travailler, a la même probabilité de reprendre son travail quelle que soit la durée d'arrêt qu'elle a déjà connue ? Est-il plutôt décroissant, ce qui signifierait un « marquage » négatif des personnes en arrêt de longue durée lié à des pathologies plus graves rendant une reprise du travail plus problématique ? Au contraire, est-il croissant, ce qui supposerait une plus grande probabilité de reprendre son travail à mesure que la durée déjà passée en arrêt maladie augmente ? Les principales méthodes utilisées Il est d'usage de traiter dans un premier temps de façon descriptive la durée d'un phénomène donné par une approche non paramétrique. Dans ce cas, aucune hypothèse n'est faite sur la distribution de T, l'objectif est alors d'estimer la fonction de survie sur l'ensemble de la population concernée et de tester si des sous-groupes d'individus (par exemple, les séniors contre les actifs plus jeunes) présentent ou non des durées significativement dif férentes. C'est cette approche qui a été utilisée en premier lieu (estimateur de Kaplan-Meier) sur l'ensemble des actifs ayant connu un arrêt de travail ainsi que sur les groupes d'actifs définis selon leurs caractéristiques socio-démographiques supposées discriminantes (âge, sexe, catégorie socioprofessionnelle, secteur d'activité, état de santé ressenti, etc.). En s'appuyant sur des tests d'homogénéité, on montre que les différents facteurs explicatifs retenus ont bien un pouvoir discriminant. Cette première approche présente toutefois des limites : on ne peut pas estimer une équation qui permettrait d'évaluer le poids respectif de différents facteurs sur la durée d'arrêt maladie. On peut alors recourir à des méthodes d'analyse paramétriques (ou semi-paramétriques) qui permettent d'introduire des variables exogènes dans le modèle. Il faut alors postuler une loi de distribution de T, et l'approche non paramétrique précédente permet d'orienter le choix du modèle ou de la loi à adopter. Deux grands types de modèles sont généralement utilisés : les modèles à durée de vie accélérée et ceux à durée de vie propor tionnelle. Une des dif férences entre ces deux types de modèles réside dans l'impact que peuvent avoir les variables explicatives. Les modèles à durée de vie accélérée ont la forme générale suivante :<br/><br/>Log (T ) =  +  Z +  W , où  est une constante,  le vecteur de covariables et  le vecteur de paramètres à estimer, W une variable aléatoire dont la loi définit la loi de T et  un paramètre d'échelle à estimer.<br/>On aboutit donc à un modèle linéaire sur les log des durées, mais qui oblige à spécifier une loi de probabilité pour la durée (de type log-normale, log-logistique, Weibull, etc.). Les variables explicatives ont dans ce type de modèles un effet multiplicatif sur la durée (additif sur le logarithme). Dans le cas des modèles à durée de vie propor tionnelle (modèles semi-paramétriques), c'est la fonction de hasard qui est estimée et elle a la forme suivante :<br/><br/>h(t ; Z ) = h0 (t ) ( Z ,  ) ,<br/>dans laquelle on suppose généralement que  ( Z ,  ) = exp(  Z ) (modèle de Cox) et avec h0 (t ) le hasard de base (celui qui correspond à une valeur nulle de toutes les variables explicatives).<br/><br/><br/>solidarité<br/>LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI<br/><br/>n° 2 - 2007<br/><br/>santé<br/>21<br/><br/>Ces modèles permettent de faire dépendre la fonction de hasard des caractéristiques individuelles sans imposer une formalisation de l'ef fet de durée. Ils se caractérisent par une probabilité conditionnelle de sor tie de l'état influencée de la même manière par les variables explicatives et ce quelle que soit la durée considérée. Autrement dit, cela signifie que si l'on considère deux types d'individus distincts (correspondant à des valeurs de Z distinctes, par exemple l'âge) le rappor t des taux de hasard entre ces deux groupes est constant dans le temps, mais dépend des caractéristiques de ceux-ci (hypothèse du hasard proportionnel). La spécification retenue Aux vues des résultats des estimations non paramétriques, la durée d'arrêt maladie ne s'ajuste pas à des lois standard, en particulier, la loi exponentielle ne convient pas2, ni même la loi de Weibull3, pourtant plus souple. En conséquence, une estimation paramétrique paraît hasardeuse. Il convient donc de tester l'hypothèse du hasard proportionnel grâce à l'estimation<br/><br/>^ paramétrique des hasards intégrés, à savoir les Z (t ) =<br/><br/><br/>0<br/><br/>t<br/><br/>^  ( s )ds , pour les dif férents groupes de modalités des exogènes<br/><br/>^ (les actifs de plus de 50 ans, ceux de moins de 50 ans, par exemple). La représentation graphique des séries ( t , Z (t )), montre que l'écar t entre les courbes est relativement constant pour les groupes considérés, ce qui laisse penser qu'un modèle à ^ hasards proportionnels est adapté à la distribution de T. Enfin, en comparant graphiquement le nuage des ( t , Z (t )) estimés par le modèle à hasard proportionnels (modèle de Cox) à la première bissectrice, on en conclut, dans la mesure où l'adéquation graphique est relativement bonne, que la spécification choisie est adaptée.<br/>Cependant, avec un modèle de durée, on est confronté au fait que l'on modélise soit la durée soit le hasard sur la seule population des personnes pour lesquelles la durée est strictement positive autrement dit les personnes qui sont dans l'état considéré : l'arrêt maladie. On ne tient pas du tout compte du fait qu'une proportion élevée de personnes ne se sont pas arrêtées et qu'elles peuvent présenter des caractéristiques différentes de celles qui ont eu un arrêt maladie.<br/><br/>Analyser le nombre de jours d'arrêt maladie avec un modèle de comptage<br/>Principes généraux Dans ce cas la variable dépendante est le nombre de jours d'arrêt maladie : 0 jour, 1 jour, 2 jours, etc. On considère alors ce que l'on appèle des données de comptage, des nombres entiers positifs, caractérisés de plus par un nombre impor tant de zéro. L'avantage, par rappor t à un modèle de durée, est que l'on considère également les personnes qui ne se sont pas arrêtées, on n'est donc plus confronté au problème signalé précédemment. Le modèle de comptage fréquemment utilisé est fondé sur une distribution de Poisson de paramètre i :<br/><br/>P (Yi = y i ) =<br/><br/>e -  i yi !<br/><br/>y<br/><br/>i<br/><br/>La formulation la plus courante pour le paramètre i est semi-logarithmique :<br/><br/>i = exp( xi  ).<br/><br/>Cependant, ce modèle implique l'égalité de l'espérance et de la variance et cette hypothèse d'équidisper sion - il n'y a pas d'hétérogénéité dans l'échantillon - s'avère très restrictive. Il est fréquent que la variance soit supérieure à l'espérance. Dans ce cas, on préfèrera un modèle binomial négatif (ou « NEGBIN » en anglais pour « Negative binomial »), qui, comme son nom l'indique est basé quant à lui sur une loi binomiale négative. Grâce à l'introduction d'un paramètre supplémentaire (), une distribution de ce type est plus riche que celle de Poisson, ce paramètre permettant, en outre, de capter l'hétérogénéité inobser vée de la variable dépendante, pouvant entraîner la surdispersion obser vée. Ce paramètre s'interprète comme un coefficient de dispersion. Ce modèle est une extension du modèle de Poisson tel que :<br/><br/>log E (Yi / X i ;  ) = X i  +  i , avec i le terme d'erreur correspondant au terme d'hétérogénéité (il suit une distribution de<br/>Gamma avec une moyenne de 1 et une variance de ). La densité de ce modèle est définie par :<br/><br/>1   k +     k  0, P( y i = k / xi ) = 1 (k + 1)   l'espérance reste inchangée E ( yi / xi ) = i Var ( yi / xi ) = i (1 +  i )<br/><br/>1    1 +  i  = exp( xi <br/><br/>     <br/><br/>1 <br/><br/>    i  , 1  + i    <br/><br/>k<br/><br/>) et la variance est égale à :<br/><br/>Lorsque la variance est très supérieure à la moyenne et que le nombre d'événements égal à zéro est élevé, autrement dit s'il y a « un excès ou surabondance de zéros » (en anglais « excess zero ») par rappor t aux distributions théoriques de ce type de modèle, un modèle de type Poisson ou binomial négatif peut être insuffisant pour expliquer tous ces zéros. Il convient alors d'étudier si le modèle peut être transformé en un modèle à deux étapes. En effet, un tel excès de zéros peut résulter de deux phénomènes différents qui conduisent à deux types de modèles différents : - la non-linéarité, - ou le fait que les individus peuvent avoir en cas de problème de santé un autre comportement que de s'arrêter de travailler (par exemple, continuer à venir travailler mais en réduisant les horaires, en effectuant les taches les moins « difficiles », etc.). Dans ce second cas, il y a alors deux types de zéro : quand les individus décident de ne pas s'arrêter (alors qu'ils le pourraient) et quand ils ne font face à aucun évènement (maladie, accident du travail, etc.) qui est susceptible d'engendrer un arrêt de travail.<br/><br/><br/>solidarité<br/>22<br/><br/>santé<br/>n° 2 - 2007<br/>LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI Le premier type de modèle ­ modèle de comptage avec « haie » (« Hurdle model ») - teste un phénomène lié à la non linéarité (dans notre cas, cela signifierait que le 1er jour d'arrêt maladie peut être plus difficile à obtenir que les jours suivants). Le second, développé par Lamber t (1992) et Greene (1994), permet d'avantage de tester le second phénomène évoqué et résultant d'une décision compor tementale. Ces modèles ­ « Zero-inflated Poisson » (ZIP) ou « Zero-inflated negative binomial » (ZINB) qui appartiennent tous deux à la classe des modèles « à expansion de zéros » - ont la particularité qu'ils ne supposent pas que les valeurs nulles sont générées par le même processus que les valeurs positives : elles ne peuvent donc pas être modélisées par la même équation. On modélise alors simultanément la « décision de non par ticipation » - plus précisément, dans le cas qui nous intéresse ici, le fait d'avoir zéro jour d'arrêt maladie pendant la période d'observation - et la détermination du nombre de jours d'arrêt maladie. En fait, il faut bien avoir conscience que le principe général de ces modèles est que l'on a en fait deux régimes (ou deux groupes latents) : - dans l'un ­ le régime 1 - le résultat est toujours zéro, - dans l'autre ­ le régime 2 - on a un processus de Poisson ou Négatif Binomial qui peut générer des zéro ou n'importe quelle autre valeur positive. Le modèle est donc le suivant :<br/><br/>P ( y i = 0 / xi ) = P ( régime 1) + P ( y i = 0 / xi , régime 2) P ( régime 2) P( y i = j / xi ) = P( y i = j / xi , régime 2) P(régime 2), j = 1, 2,...<br/><br/>Formellement, étant donné que yi est le nombre de jours d'arrêt maladie, i = 0,1,2,3..., - une première équation modélise la probabilité que yi = 0, à l'aide d'un modèle Probit, - une seconde équation estime l'espérance de yi, qui peut être estimée soit avec un modèle de Poisson (ZIP) soit avec un modèle binomial négatif (ZINB). Résultats des estimations du modèle de comptage Dans le cas qui nous intéresse, la variance est donc très supérieure à la moyenne : la durée moyenne d'arrêt de travail (en incluant également les per sonnes qui ne s'arrêtent pas) est de 1 ,6 jour et la variance de 60 jour s. Par ailleur s, le nombre d'événements égal à zéro est élevé et paraît excessif par rappor t à celui attendu pour ce type de modèle, puisque 89 % des personnes en emploi ont zéro jours d'arrêt de travail. Comme on l'avait supposé, le modèle binomial négatif est plus adapté aux données que le modèle de Poisson : le test du rappor t de vraisemblance permet de rejeter l'hypothèse nulle selon laquelle il n'y a pas de sur-disper sion ( H 0 :  = 0 : on se ramène à un modèle de Poisson). De plus, il est possible de tester si une spécification de type « à expansion de zéros » (ZINB) est plus adaptée aux données qu'une spécification à une seule équation (NEGBIN). Le résultat du test de Vuong favorise cette spécification avec zéros par rapport à un modèle standard de comptage (tableau 4). On a choisi volontairement, en raison de son caractère endogène, de ne pas introduire l'état de santé ressenti comme facteur explicatif dans le modèle de comptage retenu, mais de tenir compte uniquement d'un indicateur plus objectif de l'état de santé (les limitations dans le vie quotidienne). Il en est de même pour le modèle de durée dont les résultats d'estimation sont présentés ci-dessous à titre de comparaison.<br/>1. La fonction LS [-log(survie)] estimée par la méthode de Kaplan- Meier n'est pas linéaire depuis l'origine, on ne peut donc en conclure que la loi exponentielle convient. 2. La fonction LLS [log(-log(survie))] estimée n'est pas linéaire (elle a une forme polynomiale).<br/><br/><br/>solidarité<br/>LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI<br/><br/>n° 2 - 2007<br/><br/>santé<br/>23<br/><br/>Estimation conditionnelle de la probabilité de sortie d'arrêt maladie<br/>Modèle de Cox Modèle de durée (à hasards proportionnels) Âge Moins de 50 ans 50-54 ans 55 ans et plus Sexe Femme Homme Situation familiale Ne vit pas en couple Vit en couple Niveau de diplôme Sans diplôme Diplôme inférieur au bac (CEP, BEPC, etc.) Baccalauréat Supérieur au baccalauréat Catégorie socio-professionnelle Indépendants non agricoles (y.c. prof. Libérales) Cadres Professions intermédiaires Employés Ouvriers Secteur d'activité Agriculture : A son compte Salarié agricole Industrie Construction, BTP Transports, activités financières et activités immobilières Commerce Services aux entreprises Services aux particuliers Éducation, santé, action sociale Administration Âge au premier emploi 15 ans ou moins Entre 16 et 20 ans Plus de 20 ans Limitations dans la vie quotidienne Connaît des limitations dans les activités que les gens font habituellement N'en connaît pas<br/>Source : enquête décennale Santé 2002-2003, INSEE, exploitation DREES. Champ : actifs occupés de plus de 15 ans ayant connu un arrêt de travail. Note : on tient compte ici du fait qu'une partie des données peuvent être censurées (1,6 %). Par ailleurs, bien qu'elle ne soit pas reportée dans le tableau, on a introduit en tant que variable explicative le fait d'avoir été enquêté dans la vague n° 5 (la durée d'enquête y étant significativement plus longue que celle des autres vagues). Le coefficient associé à cette variable ressort comme significativement différent de zéro. Lecture : pour une caractéristique donnée, la valeur du coefficient mesure l'accélération (coefficient positif) ou le ralentissement (coefficient négatif) de la réalisation de l'événement (la transition), à savoir ici, la sortie de l'arrêt maladie. Par exemple, le fait d'être âgé de plus de 50 ans, plutôt que d'avoir moins de 50 ans, ralentit la sortie de l'arrêt maladie, alors qu'être indépendant plutôt qu'ouvrier accélère la sortie de l'arrêt maladie. La modalité notée « ref » correspond à la situation de référence pour chacun des facteurs considérés. Les coefficients sont significativement différents de zéro au seuil de 1 % (***), 5 % (**) ou 10 % (*) ou, lorsqu'ils ne comportent pas d'astérisques, ils ne sont pas significativement différents de zéro aux seuils usuels listés ci-dessus.<br/><br/>Coefficients estimés ref -0,290 *** -0,306 *** -0,034 * ref 0,128 *** ref 0,023 ref 0,068 *** -0,056 * 0,161 *** 0,315 *** 0,173 *** 0,003 ref<br/><br/>Effet sur le hasard (ref=1) ref 0,748 0,736 0,966 ref 1,136 ref 1,023 ref 1,071 0,946 1,174 1,37 1,189 1,003 ref<br/><br/>0,414 *** -0,378 *** ref -0,076 ** 0,011 -0,179 *** -0,083 ** 0,103 *** -0,061 ** 0,090 *** ref 0,173 *** 0,348 *** -0,486 *** ref<br/><br/>1,513 0,685 ref 0,927 1,011 0,836 0,92 1,108 0,941 1,094 ref 1,188 1,417 0,615 ref<br/><br/><br/>Etude réalisée à partir des données des sociétés<br/><br/><br/>Fédération Française des Sociétés d'Assurances<br/><br/>Différences entre les femmes et les hommes dans les prestations d'arrêt de travail<br/><br/><br/>Données publiques<br/><br/><br/>Etude réalisée à partir des données des sociétés<br/><br/><br/>Risque arrêt de travail<br/><br/>1. Données des sociétés d'assurance relatives à l'incapacité Les données transmises correspondent à des périodes d'observation différentes. Les effectifs en incapacité et les taux de prévalence correspondent à des sinistres en cours ou clos. Ces chiffres n'ont qu'une valeur relative mais qui permet de comparer le risque sur les populations masculines et féminines. Les données sont observées sur un échantillon de 9 millions d'assurés. Hommes 5 499 127 42,8 270 823 48,0 Hommes 4,9% 48,0 446 Femmes 3 484 329 41,9 198 561 45,8 Femmes 5,7% 45,8 423 Total 8 983 456 42,5 469 384 47,1 Ecart 16% -2,1 ans -5%<br/><br/>Effectif assuré Age moyen Effectif en incapacité Age moyen<br/><br/>Prévalence Age moyen Durée moyenne en jours<br/><br/>Les femmes en incapacité sont en moyenne plus jeunes, que les hommes en incapacité. Le taux d'incapacité est plus fort pour les femmes et la durée des femmes en incapacité plus courte. Les données exploitées montrent des écarts significatifs entre hommes et femmes, tant sur la prévalence que sur la durée moyenne, et donc le coût, du risque arrêt de travail.<br/><br/>2. Analyse des motifs d'arrêt de prestation d'incapacité sur le fichier des salariés des sociétés d'assurance Cette population est homogène (même secteur d'activité et même secteur géographique). La population concernée représente 121 000 individus assurés, dont 58% de femmes. Hommes 50 887 44,5 Femmes 70 415 43,0 Total 121 302 43,6<br/><br/>Effectif Age moyen<br/><br/>Si l'on considère les sinistres en cours et les sinistres clos, on obtient les statistiques suivantes en incapacité : Hommes 2 186 49,1 287 4,3% Femmes 4 810 46,0 268 6,8% Ecart F/H -6% -6% 59%<br/><br/>Effectif Incapacité Age moyen Durée moyenne Taux de prévalence<br/><br/><br/>Le fichier permet alors d'analyser pour les sinistres clos en incapacité, le motif d'arrêt de la prestation Le résultat est présenté sur le graphique ci après.<br/><br/>Répartition des motifs de sortie d'incapacité selon le sexe<br/><br/>3,3% 100% 80% 60% 40% 20% 0% 3,1% Femmes Invalidité 4,7% 1,2% Hommes Reprise du travail 3,9% 92,4% 87,4%<br/><br/>4,0%<br/><br/>Décès du bénéficiaire<br/><br/>Autres<br/><br/>On retrouve un écart entre les hommes et les femmes : · les femmes sont en proportion plus nombreuses à reprendre le travail (92% pour 87% pour les hommes). · Les hommes sont en proportion plus nombreux à décéder ( 4% pour 1% pour les femmes). Conclusion On retrouve sur cette population particulière, des écarts entre hommes et femmes cohérents avec les données transmises par les sociétés. De plus une analyse particulière des motifs de reprise montre là encore un écart entre hommes et femmes.<br/><br/>***