CAIRN.INFO : Matières à réflexion
Nous tenons à remercier deux rapporteurs anonymes pour leurs différentes remarques et suggestions qui nous ont été des plus utiles pour les révisions successives de ce texte.

1Le recul de l’âge de départ à la retraite est parfois proposé pour essayer d’accroître le taux d’activité aux âges élevés. Mais la faisabilité d’une telle mesure repose, en partie, sur l’état de santé des personnes concernées et sur son incidence sur leur participation au travail. De nombreux travaux internationaux ont étudié l’influence de l’état de santé des travailleurs âgés sur la décision de départ à la retraite. En revanche, rares sont les études qui se sont intéressées au cas des personnes encore éloignées de la retraite. Cette population constitue pourtant un terrain de recherche intéressant. Tout d’abord, il est probable que des liens entre santé et participation se manifestent dès les premières années d’activité et non seulement à l’approche des fins de carrière. Ensuite, l’étude du cas des jeunes actifs potentiels présente l’intérêt de permettre d’estimer l’impact de la santé sur l’offre de travail indépendamment d’incitations spécifiques apparaissant en fin d’activité (formules de préretraite, dispense de recherche d’emploi pour les chômeurs âgés…) dont les effets peuvent être difficiles à contrôler. C’est dans cette perspective que cet article propose, pour la première fois en France, une analyse économétrique des interactions entre santé et travail pour le cas des personnes âgées de 25 à 55 ans.

2Les estimations sont effectuées sur les données de l’enquête Emploi du Temps réalisée par l’Insee entre février 1998 et février 1999 auprès d’un échantillon représentatif de 8 616 ménages dont 15 441 membres âgés de plus de 15 ans sont interrogés. Les analyses portent sur les personnes âgées de 25 à 55 ans, qui forment un échantillon de 7 023 hommes et femmes appartenant à 4 609 ménages. La méthodologie adoptée tient compte de deux difficultés majeures soulevées par cet exercice.

3Une première difficulté tient au choix d’une mesure de la santé. Les indicateurs subjectifs de santé auto-évaluée peuvent être affectés par un biais dit de justification, des personnes ne travaillant pas pouvant déclarer une mauvaise santé afin de justifier leur situation. Les indicateurs objectifs, bien que ne souffrant pas de ce défaut, sont en contrepartie parfois faiblement corrélés avec la capacité à travailler. En outre, une difficulté subsiste, même en disposant d’une “ vraie ” mesure de la santé. Cette mesure peut en effet être endogène s’il existe un impact direct du travail sur l’état de santé.

4L’article aborde ces difficultés en estimant des modèles d’équations simultanées à choix discret de la participation au travail et de l’état de santé à partir de différentes mesures de la santé, l’une subjective, l’autre plus objective. L’estimation simultanée des deux équations permet de tenir compte des éventuels biais de simultanéité entre les deux variables d’intérêt. L’endogénéité potentielle des mesures de santé auto-évaluées est quant à elle considérée en instrumentant ces mesures à l’aide d’un indicateur plus objectif décrivant l’existence de problèmes chroniques. Les estimations économétriques sont respectivement réalisées avec la mesure subjective, la mesure objective, puis en identifiant la première à l’aide de la seconde. Les équations sont estimées de deux manières, selon une procédure en deux étapes et selon une méthode de maximum de vraisemblance, qui se distinguent l’une de l’autre par la nature des hypothèses posées sur les résidus des équations de santé et de participation au travail.

5Ceci permet d’étudier les effets du choix d’une mesure de santé et d’une stratégie spécifique d’estimation sur les résultats obtenus. Les estimations économétriques mettent en évidence deux principaux résultats.

6Premièrement, l’absence de prise en compte d’un éventuel biais de simultanéité conduit à conclure à l’existence d’un effet significatif de la santé sur la participation au travail, une meilleure santé accroissant la probabilité de participation, ainsi que d’un effet significativement positif du travail sur la santé. L’estimation simultanée des équations modifie cependant ce constat. Elle aboutit à des résultats conformes à ceux de travaux effectués sur des populations de pays au niveau de développement comparable à la France, en indiquant qu’une amélioration de la santé accroît significativement la probabilité de participer au travail. En revanche, il n’y a pas d’impact statistiquement significatif du travail sur la santé. Ne pas prendre en compte la possibilité d’endogénéité conduit à mésestimer les effets de la participation au travail sur la santé et à sous-estimer l’impact de la santé sur la participation.

7Le second résultat notable est que les effets estimés de la santé sur la participation au travail varient sensiblement selon la mesure de santé retenue. La démarche qui consiste à identifier la mesure subjective de santé avec une mesure objective nous permet d’obtenir une estimation non biaisée de l’effet de la santé. Les résultats ainsi obtenus suggèrent que ni la mesure subjective de santé auto-évaluée, ni la mesure objective recensant l’existence de problèmes chroniques ne donnent, lorsqu’elles sont employées seules, une représentation satisfaisante de la capacité au travail liée à la santé.

8Le principal apport de l’article est de montrer que la santé affecte significativement la participation au travail dès les premières années d’activité potentielle. L’étude de la situation de ces jeunes actifs potentiels permet d’estimer un “ effet santé ” largement indépendant des incitations spécifiques qui se manifestent lors des fins de carrière. Nos estimations suggèrent donc que les conséquences sur le taux d’activité d’une réforme retardant l’âge légal de la retraite pourraient être atténuées par un “ effet santé ”, toutes choses égales par ailleurs. Les premiers résultats que nous obtenons pourraient cependant être affinés en travaillant sur des données longitudinales permettant d’apprécier le processus de cessation d’activité.

9L’état de santé constitue indéniablement un déterminant important de la participation au travail [3]. L’altération de la santé peut accroître la pénibilité de certaines activités et conduire une personne à réduire son offre de travail ou bien son effort de recherche d’emploi. Une personne en mauvaise santé peut aussi augmenter sa demande de temps libre pour pouvoir recevoir des soins. À l’inverse, si la santé est valorisée pour elle-même et si elle est complémentaire des loisirs, alors son amélioration aura pour effet d’accroître la valeur relative de ceux-ci par rapport aux autres biens. Les effets théoriques de la santé sur la participation au travail sont donc a priori ambigus (Strauss et Thomas, 1998). Sur le plan empirique, ces effets ont été principalement étudiés chez les travailleurs âgés, pour lesquels il semble que les problèmes de santé augmentent de manière significative la probabilité de cessation précoce d’activité (Parsons, 1982 ; Bazzoli, 1985; Sickles et Taubman, 1986; Bound et alii, 1999 ; Dwyer et Mitchell, 1999 ; Kerkhofs et alii, 1999; Campolietti, 2002).

10L’étude des effets de la santé sur les décisions de départ à la retraite présente assurément des enjeux importants, en particulier pour les pays qui possèdent un système de retraite financé par répartition. Les différentes réformes envisagées dans les pays européens pour tenter d’assurer la survie des mécanismes de pension visent notamment à reculer l’âge de départ à la retraite (Chagny et alii, 2001). Il est alors crucial de savoir quel peut être l’impact du travail sur la santé. Si le fait de participer au marché du travail dégrade fortement l’état de santé et sicette relation négative s’accroît avec l’âge, alors il y a lieu de s’interroger sur la faisabilité d’une réforme allongeant la période de travail. Aux âges plus avancés, les salariés ne seraient plus nécessairement en mesure d’exercer certaines activités nécessitant des tâches ardues et ils seraient alors pénalisés en termes de pension. En revanche, si le fait de travailler affecte peu l’état de santé, alors l’acceptabilité d’une telle réforme ne semble pas illégitime.

11Toutefois, ce lien entre travail et santé au regard des retraites ne se limite pas aux seules fins de carrière, dans la mesure où le montant des retraites perçues en fin de vie dépend de la trajectoire professionnelle sur le cycle de vie. Curieusement, ainsi que le soulignent Currie et Madrian (1999) à l’issue d’une revue de la littérature américaine, rares sont les travaux qui se sont intéressés aux effets de la santé sur l’offre de travail des personnes encore éloignées de l’âge de la retraite. Pourtant, les effets de la santé semblent délicats à appréhender dans le contexte des fins de carrière, compte tenu des possibles effets désincitatifs spécifiques aux seniors, tels ceux induits par les formules de préretraites ou les dispositifs de dispense de recherche d’emploi pour les chômeurs âgés par exemple. En s’intéressant à une population de jeunes actifs potentiels, on peut alors observer l’effet de la santé sur la participation indépendamment des incitations financières qui se manifestent exclusivement aux âges proches de la retraite.

12Parallèlement, en relation avec les politiques de lutte contre la pauvreté et l’exclusion notamment, il est aussi important de s’intéresser au cas des personnes ayant encore plusieurs années d’activité potentielles devant elles. En France entre 1990 et 1995, parmi les personnes en âge de travailler (30-64 ans) les chômeurs et les inactifs présentaient un risque annuel de mortalité environ deux à cinq fois plus élevé que celui des actifs occupés (Mesrine, 2000). Parmiles allocataires du RMI, Rioux(2002) constate que les problèmes de santé réduisent l’effort de recherche de travail et, par extension, atténuent les chancesd’obtenir un emploi [4]. Commele soulignent Couffinhal et alii (2002), de tels résultats plaident en faveur de l’existence d’un effet de santé sur l’offre de travail, tout au moins pour les personnes les plus pauvres. Qu’en est-il cependant pour la population dans son ensemble ?

13Dans la pratique, l’étude des relations entre la santé et la participation au travail soulève deux difficultés principales. La première est liée au choix d’un indicateur de santé. Les mesures de la santé peuvent être classées en deux catégories qui comprennent les mesures objectives, regroupant les mesures médicales et les caractéristiques individuelles corrélées à la longévité, et les mesures subjectives fondées sur un principe d’auto-évaluation de la santé (Haveman et alii, 1989). Les mesures subjectives peuvent certes donner de bonnes représentations de la capacité à travailler mais elles possèdent également quelques inconvénients. En premier lieu, rien ne permet d’assurer qu’elles sont comparables entre les individus, l’expression “être en bonne santé” n’ayant pas nécessairement la même signification pour tous (Bound, 1991). En second lieu, elles présentent un risque d’endogénéité lié au fait que les personnes qui ne travaillent pas peuvent chercher à rationaliser leur choix en reportant des problèmes de santé (Parsons, 1982; Bazzoli, 1985). Dans cette situation, qui correspond à l’hypothèse dite de justification dans la littérature, les mesures de la santé reportées par les personnes dépendent en partie de leur statut sur le marché du travail. Leur emploi conduitdoncà surestimer l’impact de lasanté sur la participation au travail (Bound, 1991) [5].

14Parallèlement, le fait de recourir à des mesures objectives de la santé pose aussi des difficultés. Ces indicateurs, tels les mesures médicales par exemple, s’intéressent souvent à des dimensions particulières de la santé et peuvent n’être que faiblement corrélés avec la capacité à travailler. Leur utilisation peut alors générer des biais dans les coefficients des variables explicatives de la participation. Enfin, même si une “ vraie ” mesure de la santé peut être obtenue, elle ne sera pas nécessairement exogène par rapport à la participation au travail. Elle peut être endogène si elle est corrélée avec des facteurs latents qui affectent à la fois la santé et la participation, ou bien s’il existe un effet direct du travail sur la santé (Kerkhofs et Lindeboom, 2002).

15En dépit de l’importance de cette interaction potentielle entre offre de travail et santé, avec des enjeux sur le fonctionnement du marché du travail et sur les retraites, il n’existe pas à notre connaissance d’étude détaillée sur le sujet en France [6]. L’objectif de cet article est dès lors de mener une analyse empirique des relations entre la santé et l’offre de travail des actifs potentiels en utilisant pour la première fois des données françaises. Nous suivons la démarche de Stern (1989) qui propose de gérer l’éventuelle endogénéité de la santé et la possibilité d’erreurs de mesure en identifiant les mesures subjectives delasanté à l’aidede mesures objectives. Nous estimons les paramètres des équations structurelles pour plusieurs modèles de choix discret simultanés, à la fois par des méthodes en deux étapes et par maximisation de la vraisemblance. Les différentes estimations sont réalisées en utilisant les données de l’enquête Emploi du temps 1999 qui possède l’avantagede recueillir des informations à la fois subjectives et objectives sur la santé des personnes interrogées. Les résultats économétriques révèlent que l’exercice d’un travail salarié n’exerce pas d’incidence significative sur l’état de santé subjectif, rejoignant ainsi les conclusions obtenues pour d’autres pays.

16La suite de cet article s’organise de la façon suivante. La première partie propose une revue des travaux internationaux étudiant les liens entre la santé et la participation au travail sur l’ensemble des personnes en âge de travailler. L’accent est mis sur les convergences et les différences à la fois dans les méthodes employées et les résultats obtenus. Les données de l’enquête Emploi du temps sont ensuite présentées dans la deuxième partie, qui indique également des éléments descriptifs concernant l’interaction entre les deux variables de santé et de participation au travail. La troisième partie présente le modèle économétrique et les stratégies d’estimation retenues en discutant les problèmes d’identification. Les résultats économétriques sont commentés dans la quatrième partie. Enfin, la dernière partie conclut.

Synthèse de la littérature

17Cette section propose une synthèse des travaux économétriques qui ont étudié les relations entre la santé et la participation au travail sans se limiter au seul cas des personnes proches de l’âge de départ à la retraite. Cette revue s’efforce de mettre en évidence les points d’accords et de désaccords auxquels parviennent les recherches antérieures. L es principaux résultats et caractéristiques méthodologiques des travaux que nous répertorions sont dans le tableau 1 [7].

18Le premier constat que révèle l’examen de la littérature est que tous les travaux font état d’un impact positif de la santé sur la participation au travail et ce, quelle que soit la population étudiée (tableau 1, colonne 4). Il est également intéressant de noter que ce résultat est obtenu à partir de méthodes économétriques et de mesures de la santé diverses.

19Dans l’une des premières études sur le sujet, Luft (1975) évalue les effets de la santé mesurée subjectivement sur le taux de participation au travail d’hommes et de femmes américains en employant la méthode des Moindres Carrés Ordinaires. Le principal inconvénient de cette démarche provient de ce qu’elle ne permet pas de tenir compte de la source d’endogénéité résultant d’un éventuel effet du travail sur la santé (Leung et Wong, 2002). Elle risque donc de produire des estimateurs biaisés. Stern (1989) propose une méthode pour résoudre simultanément les problèmes d’endogénéité et d’erreur de mesure. Celle-ci consiste à utiliser un indicateur objectif de l’état de santé, tel un indicateur dénotant la présence de symptômes spécifiques par exemple, pour identifier les mesures subjectives dans un système d’équations simultanées de la santé et de la participation au travail [8].

20Appliquant cette démarche à l’étude de deux échantillons de la population américaine, Stern (1989) constate que la participation au travail ne paraît pas affecter la santé subjective, un résultat également obtenu par Leung et Wong (2002) pour la population de Hong-Kong. En revanche, Lavy et alii (1997) trouvent un impact positif de la participation sur la santé de la population jamaïcaine. Mais la spécification économétrique que ces auteurs retiennent ne leur permet pas de déterminer si cet effet résulte de ce que les personnes reportent une mauvaise santé afin de justifier le fait qu’elles ne travaillent pas (hypothèse de justification) ou s’il provient d’un véritable impact positif du travail sur la santé. Il est donc impossible d’établir si les disparités de résultats entre les travaux de Stern (1989) et de Leung et Wong (2002) et ceux de Lavy et alii (1997) s’expliquent par les caractéristiques des populations étudiées ou par la présence d’erreurs dans les mesures subjectives de la santé. Sur ce dernier point, les conclusions des travaux recensés dans le tableau 1 sont d’ailleurs contrastées.

Tableau 1

les relations entre santé et participation au travail chez les personnes potentiellement actives*

Tableau 1
Tableau 1 : les relations entre santé et participation au travail chez les personnes potentiellement actives* Auteur(s) (date) A- Pays B- Enquête (année) C- Population Mesures de la santé Méthodes d?estimation Principaux résultatsb Luft (1975) A- États-Unis B- SEO (1967) C- Personnes âgées de 18 à 64 ans - Mesure subjective (auto-évaluation) représentant le degré de limitation de la capacité au travail Moindres carrés ordinaires - Effets des limitations de la capacité au travail sur la participation : Hommes blancs : -0,1775 Hommes noirs : -0,2692 Femmes blanches : -0,1797 Femmes noires : -0,2171 Stern (1989) A- États-Unis B- SDW (1978) HIS (1976) C- Personnes âgées de 25 à 60 ans - Mesure subjective de limitation de la capacité à travailler - Mesure subjective du niveau général de santé - Mesure objective indiquant la présence de symptômes Système d?équations simultanées estimé en 2 étapes (Heckman, 1978) - Effets marginaux sur la participation au travail : Pour SDW Limitations : -0,287 Limitations (latente) : -0,162 Santé (-) (latent) : -0,186 Pour HIS Limitations : -0,290 Limitations (latente) : -0,074 Santé (-) (latent) : -0,255 - Pas d?effet significatif de la participation sur la santé subjective Haveman et alii (1989) A- États-Unis B- SSAS (1978) C- Personnes âgées de 18 à 64 ans - Mesure subjective (auto-évaluée) de la santé générale - Mesure objective de limitation de la capacité à travailler - Mesure objective des handicaps - Mesure objective de la forme physique - Mesure objective des changement de la forme physique - Mesure objective de la capacité visuelle - Mesure d?inactivité en raison de problèmes de santé - Mesure de possibilité d?activité future - Mesure des emplois accessibles Modèle en trois étapes pour construire une ? vraie ? mesure de santé suivant la procédure proposée par Lee (1982) Modèle probit pour la participation au travail - Effets marginaux Hommes : Santé subjective (+) : 0,016 Santé ? construite ? (-) : -0,197 Femmes : Santé subjective (+) : 0,058 Santé ? construite ? (-) : -0,357 Leung et Wong (2002)a A- Hong Kong B- OHS (1999) C- Personnes âgées de plus de 18 ans - Mesure subjective de la santé générale établie relativement à la santé des personnes de même âge - Maladie de long terme - Problèmes de santé durant les 14 derniers jours Système d?équations simultanées estimé par maximum de vraisemblance - Coefficient de la santé dans l?équation de participation : Santé (+) : 0,1952 - Pas d?effet significatif de la participation sur la santé Stern (1996) A- États-Unis B- PSID (1981) C- Personnes âgées de 25 à 60 ans - Mesure subjective de la limitation de la capacité à travailler Système d?équations simultanées estimé en 2 étapes Spécification non paramétrique - Effet marginal des limitations de la capacité au travail sur la participation : Estimation paramétrique : -0,13 Estimation non paramétrique : -0,24 Lavy et alii (1997)a A- Jamaïque B- LFS (1989) SLC (1989) C- Personnes âgées de plus de 15 ans - Mesure subjective (auto-évaluation) d?état de santé général - Mesure subjective (reportée) de limitations dans les activités quotidiennes Système d?équations simultanées estimé en 2 étapes (même méthode que Stern, 1989) - Coefficient de la santé dans l?équation de participation : Santé (-) (latente) : -0,376 - La participation au travail possède un effet positif sur la santé (-) : participation (latente) : -1,652

les relations entre santé et participation au travail chez les personnes potentiellement actives*

Tableau 1

(fin)

Tableau 1
Tableau 1 (fin) Strauss et Frankenberg (2000) A- Indonésie B- IFLS C- non préciséc - Mesures subjectives de niveau de santé général, de limitations des activités quotidiennes et de symptômes reportés - Mesures objectives (poids, taille, indice de masse corporelle, mesures de la valeur nutritive) Modèle à effets fixes (effets des variations de santé sur les changements dans la participation) Modèle avec variables instrumentales Effets des indicateurs de santé sur la participation : ? Mauvaise santé ? : -0,025 Difficulté à porter des charges : -0,075 Difficulté pour marcher 1km : -0,033 Les autres mesures de la santé n?ont pas d?effet statistiquement significatif L?approche par les variables instrumentales ne révèle pas d?effet des mesures de santé Swaminathan et Lillard (2001)a A- Indonésie B- IFLS (1993) C- non préciséc - Mesure objective de limitation de la capacité fonctionnelle - 7 mesures de limitation de la mobilité Système d?équations simultanées estimé par maximum de vraisemblance Coefficients de la santé (-) dans l?équation de participation : Sans contrôle des salaires : Hommes : -1,8143 Femmes : -1,1149 Avec contrôle des salaires : Hommes : -1,7017 Femmes : -0,4569 Signification des abréviations concernant les enquêtes : HIS : Health Interview Survey IFLS : Indonesian Family Life Survey LFS : Labor Force Survey OHS : Omnibus Household Survey PSID : Panel Study on Income Dynamic SDW : Survey of Disability and Work SEO : Survey of Economic Opportunity SLC : Survey of Living Conditions SSAS : Social Security Administration Survey of Disabled and Nondisabled Adults Notes: * Les résultats présentés concernent uniquement les interactions entre santé et participation, même si certains travaux s?intéressent aux effets de la santé sur d?autres variables telles que les salaires par exemple. a Ces travaux sont ceux pour lesquels les effets marginaux des indicateurs de santé sur la participation au travail n?ont pas pu être calculés car certains coefficients de régressions et/ou leurs valeurs moyennes ne sont pas donnés. b Les signes entre parenthèses après les mesures de santé indiquent si une augmentation de la mesure représente une amélioration ou une dégradation de la santé. c Dans ces études, les âges limites des échantillons ne sont pas explicitement précisés. Swaminathan et Lillard par exemple emploient les classes d?âge ? inférieur à 30 ans ?, ? entre 30 et 50 ans? et ? supérieur à 50 ans ?. Ces éléments montrent que les auteurs ne se limitent pas aux seules personnes âgées.

(fin)

21Le second constat qui s’impose est l’absence de consensus en ce qui concerne la validité des mesures subjectives de la santé. Certains travaux indiquent que cesmesuresparaissentconstituer des indicateurs satisfaisants de l’état de santé (Luft, 1975 ; Stern, 1989 ; Haveman et alii, 1989). Par exemple, Stern (1989) constate que le fait de changer la nature de la mesure subjective utilisée (voir tableau 1) n’a pas d’incidence sur les coefficients des variables de l’équation de participation autres que la santé. Il en conclut que les deux mesures subjectives qu’il emploie constituent des variables satisfaisantes pour estimer les effets de la santé sur l’offre de travail. Par ailleurs, les quelques indices d’endogénéité qu’il relève contredisent l’hypothèse de justification suggérant que les mesures subjectives sous-estiment l’impact de la santé sur la participation, ce constat étant confirmé par les résultats de Haveman et alii (1989).

22À l’opposé, d’autres auteurs mettent en doute la validité des mesures subjectives de santé (Thomas et Frankenberg, 2000, Swaminathan et L illard, 2001) [9]. Travaillant sur la population indonésienne, Thomas et Frankenberg (2000) n’obtiennent pas d’impact significatif de la santé mesurée subjectivement sur la participation au travail. Mais ils constatent un effet significatif lorsqu’ils contrôlent l’hétérogénéité inobservée dans les mesures subjectives en effectuant leurs estimations sur des données longitudinales de la santé et de la participation [10][11]. Ainsi, a contrario des travaux précédents, Thomas et Frankenberg (2000) concluent à l’existence d’erreurs de report dans les mesures subjectives de santé.

23Enfin, outre les aspects évoqués précédemment, un dernier point mérite d’être souligné. Si la santé exerce un effet sur la participation au travail, il est possible qu’une partie de cet effet soit lié à des répercussions sur le niveau de salaire si, par exemple, une mauvaise santé conduit à une diminution de la productivité. Certains travaux se sont donc efforcés d’étudier l’impact de la santé sur la participation tout en contrôlant ses possibles effets sur les salaires. Globalement, les résultats obtenus témoignent d’une faible influence de la santé sur les salaires et indiquent qu’une fois cet effet contrôlé, l’impact de la santé sur la participation au travail demeure significatif (Stern, 1996 ; Swaminathan et Lillard, 2001).

24Le fait que les travaux qui envisagent cette possibilité ne relèvent pas d’influence significative de la participation au travail surla santé (Stern, 1989; Leung et Wong, 2002) mérite d’être commenté. Des recherches menées notamment par des épidémiologistes et des sociologues ont montré que certaines formes d’organisation et de contraintes de travail, caractéristiques d’un travail stressant, sont associées à la prévalence des maladies cardiovasculaires (Theorell et Karasek, 1996 ; Siegrist, 1996). Egalement, l’enquête ESTEV (enquête santé, travail et vieillissement) réalisée auprès de plus de 20 000 salariés en France a permis de mettre en évidence l’influence de facteurs tels que la cadence et la pénibilité du travail ainsi que des facteurs dits psycho-sociaux, par exemple la latitude décisionnelle ou la demande psychologique sur la fréquence de problèmes de santé physique et psychique (Derriennic et alii, 1996 ; Derriennic et Vezina, 2002). Des observations similaires ont été réalisées pour d’autres pays industrialisés (Michie et Williams, 2002, Siegrist et alii, 2004).

25Les études qui témoignent des effets négatifs sur la santé de certaines caractéristiques du travail doivent être mises en parallèle avec celles qui s’intéressent aux effets de l’absence d’emploi sur la santé. Au niveau agrégé, un rapport récent révèle que l’augmentation du taux de chômage dans les pays de l’Union Européenne est associée à une détérioration de l’état de santé, mesuréeici par une augmentation de la mortalité différée sur 10-15 ans (Brenner, 2001). Au niveau individuel, ce rapport indique également l’existence d’une littérature abondante faisant état de la possibilité d’impacts négatifs de l’absence d’emploi sur la santé physique et mentale ainsi que sur la mortalité (Brenner, 2001, appendice III, annexe I). On constate donc que, comme le travail peut le faire dans certaines situations, l’absence de travail est susceptible d’entraîner des dégradations de la santé. Dans ces conditions, il n’y a pas nécessairement de contradiction entre les résultats économétriques, qui ne relèvent pas d’effet significatif de la participation au travail sur la santé, et les observations épidémiologiques.

26En résumé, tous les travaux économétriques s’accordent sur le fait que la santé exerce un effet positif sur la participation au travail, mais la possibilité d’un effet de la participation sur la santé n’est quant à elle pas établie. Par ailleurs, il n’y a pas de consensus sur la nature des mesures de santé à employer pour analyser les relations entre participation au travail et santé. En l’état actuel des recherches, il n’est pas possible de se prononcer sur la pertinence des mesures subjectives ni de statuer sur la qualité des mesures objectives, notamment sur leur aptitude à représenter la capacité au travail. En conséquence, il nous paraît important, pour étudier les interactions entre santé et offre de travail dans le cas français, d’envisager les effets de l’emploi de différentes mesures de santé sur les résultats des estimations économétriques.

Les données

27Pour mener notre étude empirique, nous utilisons les données de l’enquête Emploi du Temps réalisée par l’Insee de février 1998 à février 1999, dont l’objet principal concerne la façon dont les individus allouent leurs temps aux différentes activités. Cette source statistique, qui s’appuie sur un échantillon représentatif de 8616 ménages, comporte deux niveaux d’analyse.

28Un premier questionnaire recueille de l’information au niveau du ménage. Le chef de ménage est interrogé sur un descriptif exhaustif de la composition du ménage, incluant des caractéristiques démographiques et socio-économiques pour chacun des membres qui le compose. Il répond également à des questions relatives au logement et à son équipement, aux aides collectivement reçues par le ménage ainsi qu’aux ressourcesglobalesdontdispose ce ménage. Dansun second questionnaire, les personnes du ménage âgées de plus de 15 ans sont interrogées sur leurs activités habituelles, à la fois pour l’offre de travail et pour les loisirs. Cette information, qui est collectée pour 15 441 observations, est très détaillée et a permis de décrire l’évolution récente des temps sociaux et professionnels [12].

29Concernant la santé, l’enquête comporte deux questions principales. La première porte sur une appréciation personnelle de chaque enquêté au sujet de son propreétatde santé, avecuneréponse possible suivant cinq modalités : “Votre état de santé est-il ? Très bon – bon – moyen – mauvais – très mauvais”. Cette interrogation n’est bien sûr pas exempte de subjectivité et l’utilisation des réponses données pose au moins deux difficultés. D’une part, il est possible qu’une bonne santé n’ait pas la même signification pour tous et que les réponses ne soient pas comparables entre les individus. D’autre part, les personnes sorties volontairement du marché du travail peuvent être incitées à reporter de mauvaises conditions de santé afin de justifier leur décision (Bound, 1991). En dépit de ces problèmes, les mesures de la perception subjective de la santé par les personnes elles-mêmes demeurent les plus utilisées [13]. Plusieurs études sur la santé et l’offre de travail s’intéressent ainsi à l’état de santé tel qu’il est déclaré par les personnes interviewées (Stern, 1989; Lavy et alii, 1997; Leung et Wong, 2002) [14].

30Une seconde question concerne l’existence d’éventuels problèmes de santé, qui sont ici enregistrés à un niveau agrégé : “Avez-vous un problème chronique de santé ( maladie, handicap) ?”. Cette question mentionne de manière explicite l’existence de difficultés liées à une maladie ou à un handicap et il s’agit là d’une mesure beaucoup plus objectivede la santé obtenue, mêmesi elle reste déclarée par l’individu. Cette combinaison des dimensions objective et subjective est de nouveau un point commun avec Stern (1989) et Leung et Wong (2002), qui utilisent l’existence de difficultés chroniques.

31Outre ces deux questions principales, d’autres informations apportent des compléments sur l’état de santé des individus. En particulier, les enquêtés indiquent si les problèmes chroniques de santé précédents occasionnent une gêne au quotidien : “Etes-vous gênés dans vos activités quotidiennes par ce problème de santé ? Oui sévèrement – oui un peu – non”. Il y a ici une difficulté liée à l’intitulé même de la question, dans la mesure où les activités quotidiennes peuvent être perçues dans leur dimension domestique et non en rapport avec une éventuelle activité professionnelle. Par ailleurs, comme le souligne Stern (1989), la signification de cette gêne possible n’est pas forcément évidente. Certes, les deux mesures d’état de santé et de gêne sont a priori fortement corrélées, mais certaines personnes souffrant de maladies chroniques ne vont pas forcément appréhender cela comme un obstacle dans les activités au quotidien si celles-ci ont toujours vécu avec ce type de handicap [15]. La dimension subjective n’en est que plus forte.

32L’enquête est exhaustive sur le thème de l’offre de travail. Tout d’abord, chaque enquêté précise son occupation actuelle et l’exercice d’une éventuelle profession. Ceci permet donc de distinguer les personnes qui participent au marché du travail de celles qui n’y participent pas. Néanmoins, ce niveau de distinction peut s’avérer insuffisant ; pour se garantir un minimum de revenu, des personnes en moins bonne santé peuvent souhaiter prendre un emploi à temps partiel, ce qui constitue une alternative moins exigeante physiquement. Enfin, l’enquête indique la durée hebdomadaire du travail pour les personnes actives. Pour cette étude, le temps consacré à l’activité professionnelle correspond à la somme de la durée théorique du travail, des heures supplémentaires éventuelles, des heures de travail effectuées en sus (distinctes des précédentes), et des durées liées aux activités secondaires [16]. Toutefois, l’enjeu de notre étude consiste avant tout à savoir quelle peut être l’incidence des éventuels problèmes de santésur laparticipationau travail(choixdiscret).

33À côté de ces deux variables, offre de santé et décision de travail, l’enquête comporte quelques renseignements additionnels sur les éventuels effets du travail sur la santé. Les données renseignent notamment sur les conditions de travail, en particulier sur l’existence d’astreintes, sur le fait de travaillerle dimancheoubien la nuit, sur le rythme de travail, et également sur les préférences liées au travail. En particulier, on sait si les travailleurs sont contraints par défaut ou bien par excès (Prouteau et Wolff, 2002). Les premiers se trouvent dans une situation de rationnement, telle qu’ils seraient prêts à travailler davantage s’ils le pouvaient pour un même taux de salaire. Les seconds sont dans la position inverse, telle qu’ils souhaiteraient diminuer leur temps de travail à salaire donné s’ils en avaient la possibilité [17]. L’enquête indique aussi si les salariés se sentent fatigués à la fin d’une journée normale de travail. Dans l’affirmative, on connaît les motifs à l’origine de cette éventuelle fatigue, qui peut s’expliquer principalement par l’ambiance, le rythme, l’intensité, la pénibilité ainsi que leshoraires et la durée du travail.

34L’enquête Emploi du temps convient bien pour le sujet traité. L’échantillon initial, qui est représentatif de la population, comporte un nombre conséquent d’individus, les informations sur la participation au travail et l’état de santé sont similaires à celles des études réalisées sur données étrangères à ce jour, et l’enquête comprend les variables démo-économiques usuellement retenues pour expliquer les décisions d’offre de travail (par exemple le sexe, l’âge, le nombre d’enfants ou encore le niveau d’éducation). Deux limites peuvent toutefois être mentionnées.

35La première concerne l’information relative à l’existence de difficultés chroniques que nous considérons comme une mesure objective de la santé. Celle-ci comporte en effet une part de subjectivité, liée en partie au fait que le report de difficultés est laissé à la discrétion du seul enquêté, mais aussi à l’absence d’une nomenclature détaillée qui aurait permis de mieux lister les différents handicaps et maladies qui peuvent affecter les individus. Il est ainsi possible qu’un handicap pour une personne ne soit pas appréhendé comme tel par un autre enquêté.

36La seconde limite concerne la dimension transversale de l’enquête. De manière idéale, il serait souhaitable d’avoir des données de panel sur longue période, afin depouvoir identifier l’impact des chocs de santé sur les choix d’offre de travail subséquents et préciser l’origine des éventuels problèmes chroniques de santé. Ces difficultés peuvent intervenir avant qu’un individu soit en mesure de travailler, par le biais d’un handicap à la naissance ou d’une maladie dans l’enfance par exemple, ou bien résulter de mauvaises conditions de travail. Sur ce dernier point, il convient de souligner les différentes origines possibles pour ce phénomène. Il peut ainsi s’agir du type de travail exercé, certains métiers ayant une pénibilité plus prononcée. Cela peut aussi être dû à des pressions relatives à la performance sur le lieu de travail, source de stress pour les actifs (Waldron, 1980). Une autre source correspond aux éventuels accidents du travail, dont la fréquence dépend du type de métier considéré. Outre des conséquences immédiates, il est vraisemblable que les conditions de travail aient des effets cumulatifs dans le temps [18].

37La sélection de l’échantillon initial mérite d’être discutée. Pour les États-Unis, Stern (1989) retient les personnes de 25 à 60 ans, ne travaillant pas pour le gouvernement ou non agriculteurs. Pour Hong Kong, Leung et Wong (2002) excluent les individus dont l’âge est inférieur à 18 ans mais ne fixent pas de limite supérieure pour l’âge, ce qui est assez curieux étant donné les retraits du marché du travail en fin de vie. Pour les données françaises, nous avons appliqué deux sélections. La première consiste à exclure les individus dont l’âge est inférieur à 25 ans ou bien supérieur à 55 ans. De cette façon, nous contrôlons les rentrées tardives des jeunes sur le marché du travail, avec l’allongement des études, ainsi que les sorties conséquentes pour les fins de carrière avec les fréquentes préretraites observées pour les 55-60 ans [19]. Nous ne cherchons donc pas à voir dans quelle mesure l’état de santé peut affecter la décision de départ à la retraite. Laseconde consiste à exclure les populations agricoles et indépendantes, si bien que les seuls actifs retenus sont des salariés (du secteur public ou privé). L’échantillon comprend au final 7 023 individus, qui appartiennent à 4 609 ménages.

Tableau 2

description de l’échantillon

Tableau 2
Tableau 2 : description de l’échantillon Fréquence Variables Nombred’observations (en %) Santé État de santé reporté Très bon 2 032 28,9 Bon 3 642 51,9 Moyen 1 169 16,6 Mauvais ou très mauvais 180 2,6 Problème chronique de santé Oui 1 553 22,1 Non 5 470 77,9 Offre de travail Participation Non 1 323 18,8 Oui 5 700 81,2 Type de travail(1) Temps plein 4 662 81,8 Temps partiel 1 038 18,2 Temps de travail(1)(2) Moins de 35 heures 1 256 22,8 De 35 à 39 heures 1 826 33,1 De 39 à 45 heures 1 735 31,4 Plus de 45 heures 702 12,7 Total 7 023 100,0 (1) Pour ceux qui travaillent. (2) Information disponible pour seulement 5519 observations. Source : Enquête Insee Emploi du Temps 1999.

description de l’échantillon

Enquête Insee Emploi du Temps 1999.

38Le tableau 2 indique la distribution des deux variables d’intérêt. Pour l’offre de travail, la proportion de personnes inactives est égale à 18,8%. Parmi les participants, les situations de temps plein sont largement dominantes (dans 81,8% des cas). Un peu moins de 2 actifs sur 10 travaillent à temps partiel. La distribution des heures effectives (pour ceux qui travaillent) est assez concentrée. La valeur médiane s’élève à 39 heures et 50% des durées sont comprises entre 37 et 42 heures. Si l’état de santé est reporté suivant cinq modalités, nous avons retenu une classification avec quatre choix, en regroupant les mauvais et très mauvais états de santé pour des raisons d’effectifs [20]. Plus de 80% des individus reportent un état de santé très bon ou bon, avec des proportions respectivement égales à 28,9% et 51,9%. Pour les autres, 16,6% jugent leur état de santé moyen et 2,6% le qualifient de mauvais ou de très mauvais. Enfin, les données révèlent que 22,1% des personnes enquêtées reportent un problème chronique de santé. Si l’on s’en tient à ces statistiques agrégées, la proportion d’individus ayant un handicap est assez proche de celle dont l’état de santé est moyen ou mauvais.

39L’hypothèse d’indépendance entre les mesures objective et subjective est clairement rejetée d’après les données. Le coefficient de corrélation linéaire est égal à -0,439, significatif à 1%, et la valeur du coefficient de Spearman est à peu près identique (-0,412). L’existence d’une maladie chronique est en fait un déterminant important de l’appréciation subjective de l’état de santé. Si l’on calcule les fréquences marginales, 88,3% des individus caractérisés par un mauvais état présentent un handicapouunemaladie. Cetteproportionestencore de 55,4% pour ceux dont l’état de santé est moyen. En revanche, seulement 17% des personnes avec un bon état de santé ont un problème chronique (6,2% pour les très bons états). Néanmoins, ces problèmes chroniques de santé n’occasionnent pas toujours de gêne dans les activités quotidiennes. De telles situations se produisent pour 28,2% des individus. Pour les autres cas, on constate que les troubles dans la vie de tous les jours sont sévères pour 26,2% des individus, alors que 45,6% des enquêtés déclarent être un peu gênésparle problèmedesanté concerné.

40Les tableaux 3a et 3b décrivent l’échantillon, respectivement selon l’état de santé et la participation au travail. Les deux types de mesures de la santé sont alors prises en compte. Comme on pouvait s’y attendre, l’état de santé est corrélé négativement avec l’âge. Ceci vaut pour la mesure subjective comme pour la mesure objective. À l’inverse, la santé subjective est liée positivement aux niveaux de revenu et d’éducation. Cette relation est également observée avec la mesure objective de la santé, même si elle paraît moins marquée qu’avec la santé subjective. L es comparaisons sont cependant difficiles puisque la mesure objective est une variable dichotomique tandis que la mesure subjective de la santé comporte quatre modalités. Les liens entre la santé et le statut matrimonial, le nombre d’enfants et le sexe sont moins évidents. On constate toutefois que les personnes en mauvaise santé ou qui ont des problèmes chroniques sont surtout des célibataires et/ou des personnes n’ayant aucun ou peu d’enfants.

41À la lecture du tableau 3a, la participation au travail apparaît très clairement positivement corrélée avec la santésubjective. Parmi les personnesqui déclarent être en mauvaise santé, seuls 41,7% participent au travail alors que les proportions correspondantes sont respectivement de 83,8% et 85,5% chez les individus qui reportent une bonne et une très bonne santé. Ce constat est également valide avec la mesure objective de la santé, 71,3% des personnes qui présentent des problèmes chroniques travaillant, contre 84% pour celles qui n’ont pas de problèmes chroniques. La santé affecte aussi le degré de participation au travail. Les personnes qui reportent les plus mauvais états de santé subjectifs ou qui ont des problèmes chroniques sont celles qui travaillent le moins d’heures et qui recourent le plus au temps partiel. Néanmoins, ces effets en termes d’intensité de travail s’avèrent d’une ampleur plus limitée au regard de l’effet discret de la participation.

42Le tableau 3b, qui reporte les caractéristiques des personnes selon leur participation au travail, révèle que la participation est une fonction croissante selon le niveau d’éducation et le revenu, tandis qu’elle est négativement reliée avec l’âge. Le statut sur le marché du travail est très clairement corrélé à l’état de santé, que ce dernier soit mesuré de manière subjective ou objective. Les probabilités d’être en mauvaise santé ou de présenter des problèmes chroniques sont significativement plus élevées chez les personnes qui ne participent pas au travail (respectivement 0,079 et 0,337) que chez les personnes qui travaillent (respectivement 0,013 et 0,194). La relation est moins prononcée lorsque l’on s’intéresse à l’intensité de la participation. La proportion de personnes ayant des problèmes chroniques est plus élevée parmi les personnes qui travaillent le moins d’heures que parmi celles dont les temps de travail sont les plus élevés. Parallèlement, les personnes qui travaillent le moins longtemps semblent également être celles dont l’état de santé perçu subjectivement est le plus mauvais.

43Au regard de ces évidences descriptives, un mauvais état de santé semble décourager l’offre de travail individuelle. Nous cherchons à présent à estimer l’ampleur de cette interaction entre les deux variables d’intérêt dans le cadre d’une modélisation économétrique.

Tableau 3a

statistiques descriptives suivant l’état de santé

Tableau 3a
Tableau 3a : statistiques descriptives suivant l’état de santé Santé État de santé reporté Problème chronique Variables Mauvais Moyen Bon Très bon Non Oui Sexe Masculin 49,4 43,5 47,0 51,5 47,6 48,7 Féminin 50,6 56,5 53,0 48,5 52,4 51,3 Âge De 25 à 29 ans 2,8 8,8 13,1 20,1 15,2 10,2 De 30 à 34 ans 9,4 11,5 16,5 20,9 17,9 12,7 De 35 à 39 ans 15,6 14,5 16,5 19,6 17,5 15,6 De 40 à 44 ans 15,6 18,1 19,1 18,0 18,9 17,2 De 45 à 49 ans 21,1 22,9 18,0 11,9 16,3 20,2 De 50 à 55 ans 35,6 24,1 16,8 9,6 14,2 24,1 Statut matrimonial Seul 28,9 25,0 19,5 21,5 20,1 25,2 En couple 71,1 75,0 80,5 78,5 79,9 74,8 Nombre d’enfants 0 37,2 32,3 28,1 28,9 28,0 33,6 1 28,9 27,8 27,5 25,4 26,5 28,5 2 22,2 25,2 28,8 30,7 29,7 24,7 3 et plus 11,7 14,6 15,7 15,0 15,8 13,3 Niveau d’éducation Aucun diplôme 30,0 22,6 13,0 11,1 13,5 17,9 CEP 19,4 14,9 8,5 4,9 7,5 13,3 BEPC – CAP – BEP 30,0 36,2 41,1 38,2 39,9 36,5 Baccalauréat 10,0 11,0 13,6 12,3 13,1 11,2 Bac +2 5,0 8,4 12,6 16,9 13,6 10,6 Supérieur à Bac +2 5,6 6,9 11,1 16,6 12,3 10,6 Revenu du ménage De 0 à 7 000 F 27,8 18,0 9,4 8,8 9,6 16,6 De 7 000 à 10 000 F 26,1 17,2 15,9 13,0 15,1 17,0 De 10 000 à 14 000 F 20,0 26,2 23,9 22,7 24,0 23,4 De 14 000 à 21 000 F 21,1 25,1 31,2 32,4 31,2 27,0 Plus de 21 000 F 5,0 13,5 19,6 23,1 20,1 16,0 Participation Non 58,3 28,6 16,2 14,5 16,0 28,7 Oui 41,7 71,4 83,8 85,5 84,0 71,3 Type de travail(1) Temps plein 80,0 78,9 82,5 82,0 18,0 19,1 Temps partiel 20,0 21,1 17,5 18,0 82,0 80,9 Temps de travail(1)(2) Moins de 35 heures 19,7 23,2 21,8 24,3 22,5 24,0 De 35 à 39 heures 40,8 35,6 33,9 30,2 33,0 33,5 De 39 à 45 heures 31,0 29,0 32,6 30,6 31,6 30,8 Plus de 45 heures 8,5 12,2 11,7 15,0 12,9 11,7 (1) Pour ceux qui travaillent. (2) Information disponible pour seulement 5519 observations. Source : Enquête Insee Emploi du Temps 1999.

statistiques descriptives suivant l’état de santé

Enquête Insee Emploi du Temps 1999.
Tableau 3b

statistiques descriptives suivant la participation au travail

Tableau 3b
Tableau 3b : statistiques descriptives suivant la participation au travail Offre de travail Participation Nombre d’heures de travail(1)(2) Variables Non Oui 0-35 35-39 39-45 45+ Sexe Masculin 27,4 52,5 22,1 52,2 66,2 77,6 Féminin 72,6 47,5 77,9 47,8 33,8 22,4 Âge De 25 à 29 ans 14,3 14,1 13,1 14,0 16,2 11,8 De 30 à 34 ans 18,1 16,4 17,0 14,0 17,5 18,4 De 35 à 39 ans 17,6 16,9 16,1 16,8 17,4 17,7 De 40 à 44 ans 15,7 19,2 20,6 19,6 18,3 19,0 De 45 à 49 ans 15,1 17,6 17,9 17,5 17,6 17,7 De 50 à 55 ans 19,2 15,7 15,4 18,2 13,1 15,5 Statut matrimonial Seul 22,2 21,0 19,2 24,4 19,9 18,9 En couple 77,8 79,0 80,8 75,6 80,1 81,1 Nombre d’enfants 0 25,4 30,2 24,0 33,8 29,4 33,2 1 25,9 27,2 25,6 28,3 29,1 22,4 2 27,3 28,9 33,9 26,8 28,4 27,5 3 et plus 21,4 13,8 16,5 11,1 13,1 16,9 Niveau d’éducation Aucun diplôme 26,2 11,8 12,2 13,0 11,0 9,3 CEP 12,0 8,1 8,0 9,4 6,9 6,4 BEPC – CAP – BEP 38,0 39,4 31,3 43,2 43,5 35,2 Baccalauréat 9,6 13,4 14,7 13,3 13,3 11,7 Bac +2 7,8 14,2 15,7 13,8 13,4 15,1 Supérieur à Bac +2 6,3 13,2 18,2 7,2 12,0 22,4 Revenu du ménage De 0 à 7000 F 29,3 6,9 9,9 6,8 5,2 4,7 De 7000 à 10000 F 22,5 13,9 12,7 15,1 14,4 11,4 De 10000 à 14000 F 21,9 24,3 22,9 25,8 25,0 21,7 De 14000 à 21000 F 17,5 33,2 31,1 35,0 34,0 31,5 Plus de 21000 F 8,8 21,6 23,4 17,3 21,5 30,8 État de santé reporté Mauvais 7,9 1,3 1,1 1,6 1,3 0,8 Moyen 25,2 14,6 14,9 15,7 13,5 14,0 Bon 44,5 53,6 51,5 54,9 55,6 49,3 Très bon 22,3 30,5 32,5 27,7 29,6 35,9 Problème chronique Non 66,3 80,6 79,7 80,5 81,1 82,2 Oui 33,7 19,4 20,3 19,5 18,9 17,8 (1) Pour ceux qui travaillent. (2) Information disponible pour seulement 5519 observations. Source: Enquête Insee Emploi du Temps 1999.

statistiques descriptives suivant la participation au travail

Spécification économétrique

Le modèle

44Le modèle d’équations simultanées que nous retenons comprend deux équations pour chaque observation, l’une pour la participation au travail et l’autre pour l’état de santé.

45La première équation correspond à la probabilité d’exercer une activité sur lemarchédu travail, quiest expliquée par un ensemble de variables exogènes et par une mesure latente (continue) pour l’état de santé. Soit T* la variable latente qui renseigne sur l’éventuelle participation au travail ( T* peut être positive ou négative) et S* la variable latente qui indique la valeur de l’état de santé. L’équation de choix d’activité est retenue sous la forme :

equation im6

XT est le vecteur de variables exogènes expliquant la décision de travailler,? est le vecteur T des paramètres associés, ?T indique l’effet de l’état de santé sur la variable latente T*, et ?T est un terme d’erreur distribué suivant une loi normale.

46La seconde équation revient à exprimer l’état de santé latent S* en fonction de variables exogènes et de la variable latente indiquant la décision de travailler. Cette équation s’écrit :

equation im7

avec XS un vecteur de variables expliquant l’état de santé, ?S le vecteur des paramètres associés, ?S une mesure de l’impact de la participation au travail sur la variable latente S*, et ?S un résidu aléatoire distribué suivant une loi normale. Les deux termes d’erreur ? et ?S ne sont pas nécessairement T indépendants.

47Les deux variables T* et S* sont par définition inobservables. Les données renseignent seulement sur les réalisations de ces variables latentes, existence d’un travail et état de santé reporté. En fait, l’interprétation de cette variable T* consiste à voir à travers celle-ci une mesure de la propension à travailler. Nous définissons alors la variable T qui indique le statut d’actif ou d’inactif, mesuré sous forme d’une variable dichotomique. Les deux valeurs possibles pour la décision de travail sont données par :

equation im8

Deux indicateurs sont disponibles pour l’état de santé dans l’enquête Emploi du Temps. Le premier concernel’état de santé subjectif défini à partir d’une variable polytomique ordonnée suivant quatre modalités, le second est une variable dichotomique qui renseigne sur l’existence de problèmes chroniques de santé. Pour la présentation, nous retenons la spécification obtenue à partir de la variable ordonnée. Cet état de santé reporté par chaque enquêté prend alors les valeurs {0,1,2,3}, qui désignent respectivement des états mauvais, moyen, bon et très bon. L’équivalence entre la variable polytomique observée S et la variable latente S* est donnée par :

equation im9

où µ et µ sont deux paramètres à estimer [21]. 12 Clairement, la spécification (4) généralise le cas où la mesure de la santé prend seulement deux valeurs, 0 et 1, en fonction d’éventuels problèmes chroniques. Dans ce cas, tout se passe comme si la valeur du seuil µ1 est égale à l’infini.

48Les équations (1) à (4) définissent donc un modèle d’équations simultanées à choix discrets (Maddala, 1983). Lorsque l’on a seulement S ={ , }0 1, ce système comprend deux équations de type Probit univarié, alors qu’il met en jeu un modèle Probit univarié et un modèle Probit ordonné pour S ={ , , , }0 1 2 3. Il convient pour finir d’ajouter deux remarques.

49D’une part, notre spécification économétrique diffère quelque peu de celle retenue par Stern (1989), qui propose une modélisation faisant intervenir trois équations (cette spécification est également celle retenue par Lavy et alii, 1997). Cet auteur distingue en effet deux variables latentes pour la santé, l’une correspondant à la vraie mesure de l’état de santé, l’autre correspondant à l’état de santé subjectif reporté par l’enquêté. L’équation supplémentaire porte alors sur une relation linéaire entre cet état de santé subjectif latent et la variable latente de participation au travail. Cet ajout est en fait sans grande incidence, dans la mesure où la modélisation proposée par Stern (1989) peut se réduire à un système à deux équations et, surtout, il n’est pas possible d’identifier les effets des deux mesures latentes pour la santé (vraie et reportée).

50D’autre part, Leung et Wong (2002) considèrent une structure a priori plus complexe, qui autorise la possibilité de simultanéités intervenant à la fois par les variables latentes et par les réalisations de ces variables. Une telle spécification, initialement examinée par Heckman (1978), pose plusieurs difficultés. Elle nécessite en particulier des restrictions assez sévères sur certains paramètres du modèle afin de satisfaire à la propriété de cohérence logique, décrite notamment par Maddala (1983, chapitre 5) [22]. De ce fait, Leung et Wong (2002) sont amenés à estimer des spécifications qui, pour la plupart, considèrent que la simultanéité porte sur une seule équation. Par exemple, l’état de santé est supposé influencer le choix de travail, mais la relation réciproquen’est pas admise. Il nes’agitalors que de cas particuliers, sans intérêt véritable, du modèle plus général que nous présentons ici.

51Une autre critique tient au fait que nous considérons seulement des variables latentes dans ce système simultané. Au lieu de faire intervenir comme facteurs explicatifs respectivement S* dans (1) etT* dans (2), nous pourrions par exemple prendre en compte les variables observées S et T. Ceci correspondrait au cas où par exemple les individus déclarent être en mauvaise santé parce qu’ils travaillent et non parce qu’ils se caractérisent par une faible propension à travailler. Il se pose alors une difficulté induite par la propriété de cohérence logique requise pour estimer ce type de modèles simultanés (Heckman, 1978). Leung et Wong (2000) montrent en effet que l’on ne peut estimer un modèle pleinement simultané avec des variables muettes endogènes.

52Ceciexplique d’ailleurs les différencesentrelestrois modèles simultanés estimés par ces auteurs. Dans les deux premiers, il s’agit de systèmes récursifs où une seule des variables muettes endogènes intervient comme facteur explicatif, alors que le troisième tient compte de la double simultanéité, mais en présence de variables latentes. La question d’intérêt est alors de savoir si ce choix de la nature des variables endogènes peut avoir une incidence sur les résultats. Surce point, les conclusions de l’étude exhaustivede Leung et Wong (2002) sont instructives. Elles montrent que le fait d’introduire comme facteurs explicatifs des variables endogènes, soit discrètes, soit latentes, ne modifie pas la nature des résultats obtenus. Les effets observés sur les estimateurs sont de faible importance.

53Néanmoins, nous avons également cherché à estimer des modèles où la simultanéité porte sur des modèles simultanés avec variables discrètes. Il s’agit là d’une alternative à la formulation de Maddala (1983), proposée par Greene (1998) [23]. Dans le cas de deux variables binaires, la pleine simultanéité ne peut là encore être considérée. La méthode revient donc à estimer des modèles récursifs qui sont en fait des modèles Probits bivariés, facilement estimables par maximisation de la vraisemblance. Conformément aux attentes, ceux-ci conduisent à des résultats similaires à ceux obtenus par la spécification en termes de variables latentes. Dans un souci de cohérence et de comparaison avec les travaux précédents de Stern (1989) et Leung et Wong (2002), il nous a semblé préférable de choisir cette dernière approche pour la présentation.

Estimation

54L’estimation du modèle économétrique défini par les équations (1) à (4) est assez simple. Nous avons eu recours à deux méthodes distinctes.

55La première est une technique en deux étapes, qui présente l’avantage d’être très facilement applicable (et très rapide) quelle que soit la mesure de la santé. Dans ce cas, on admet que les perturbations? et ? TS sont indépendantes. La première étape consiste à écrire les équations structurelles (1) et (2) sous leur forme réduite. Nous obtenons alors :

equation im10

que l’on peut encore écrire sous la forme :

equation im11

Le vecteur de variables X comprend alors l’ensemble des facteurs explicatifs inclus dans X et dans X, TS ? et ? sont les vecteurs de paramètres associés TS respectivement pour l’équation d’offre de travail et l’équation de santé, et ? et ? sont deux termes TS d’erreur distribués selon une loi normale. Ces deux équations sont estimables, puisqu’il s’agit d’un modèle Probit univarié pour (5) et d’un modèle Probit ordonné pour (6). Les estimateurs ainsi obtenus, notés $? et $?, permettent de déterminer les TS variables latentes estimées :

equation im12

Dans une second étape, on obtient les paramètres ? T et ? des équations structurelles en estimant les S équations suivantes (respectivement par un Probit et par un Probit ordonné) :

equation im13

Dans ce cas, la matrice des variances-covariances doit être corrigée suivant la procédure, assez complexe, indiquée par Amemiya (1979). Son estimation soulève ici deux problèmes. La première tient à ce que $* T et $* S ne sont pas nécessairement des fonctions continues de $? et $?, notamment si l’on TS admet que l’interaction entre état de santé et offre de travail porte sur les contreparties discrètes des variables latentes. La seconde tient à ce qu’un même ménage peut contribuer pour plusieurs observations à l’échantillon. Dans le cas où un individu et son conjoint ont répondu au questionnaire individuel, ils sont considérés comme deux agents indépendants, ce qui est discutable. Idéalement, le recours aux méthodes de panel devrait permettre de contrôler de tels effets ménages (par l’introduction d’effets fixes), mais ce type de technique ne peut être mis en œuvre pour des modèles d’équations simultanées en présence de variables discrètes [24]. À défaut, nous avons estimé des écarts types robustes pour les différents estimateurs suivant la procédure de White (1980).

56La seconde procédure consiste à utiliser la technique du maximum de vraisemblance [25]. Dans ce cas, nous supposons que les deux résidus des équations individuelles suivent une loi normale bivariée avec des moyennes nulles, des variances unitaires, et une corrélation entre les deux résidus qui est comprise entre–1 et 1. Clairement, la corrélation peut être identifiée par les différents termes des lois normales bivariées qui entrent dans la vraisemblance. D’après le système défini par (7) et (8), on admet donc que , ) - ( , , , , )? ? ?? 0 0 1 1. Il y a donc huit cas T S2 possibles étant données les définitionsde T et S, mais la vraisemblance peut s’écrire plus simplement. Si l’on retient par exemple la probabilité Pr ( )S = 0, celle-ci peut s’écrire sous la forme

equation im14

Définissant q telle que q T= ?2 1, et avec

equation im15

la valeur de la vraisemblance suivant les différentes valeurs de S est donnée par :

equation im16

où ? indique la loi normale bivariée. L a 2 vraisemblance s’écrit finalement sous la forme :

equation im17

les variables 1 indiquant l’appartenance aux S i= différents états de santé reportés. Du point de vue empirique, la vraisemblance (14) est facilement estimable dans la mesure où elle nécessite seulement d’évaluer des intégrales bivariées. Dans la pratique, deux difficultés se posent tout de même. En premier lieu, la vraisemblance ne va pas être globalement concave étant donné le coefficient de corrélation ? (s’il est non nul). Le choix des estimateurs initiaux est donc important et nous avons retenu pour point de départ de l’estimation les paramètres obtenus pour les modèles Probit univarié et Probit ordonné sans interaction jointe [26]. En second lieu, la matrice des variances-covariances est assez complexe et pose des problèmes d’estimation du fait de la forme de la fonction de vraisemblance (voir Lee, 1996). En conséquence, les écarts types sont estimés à partir du produit extérieur du gradient.

Identification et variables explicatives

57L’estimation d’un modèle d’équations simultanées avec choix discret nécessite des conditions d’identification. Or celles-ci sont le plus souvent arbitraires et elles ne sont sans doute pas sans incidence sur la nature des conclusions obtenues (Currie et Madrian, 1999). Il est important de savoir dans quelle mesure les conditions retenues pour identifier le modèle simultané influencent les résultats. Nous avons alors retenu les facteurs explicatifs suivants pour l’offre de travail et l’état de santé.

58Concernant l’équation d’emploi, les facteurs explicatifs retenus sont tout d’abord le sexe et l’âge en continu (de 25 à 55 ans). Une variable muette indiquant le fait de vivre en couple, ici préféré au mariage, capture l’effet du statut matrimonial. La régression comprend également deux variables pour le nombre d’enfants, l’une pour les enfants de 3ans et moins et l’autre pour les enfants de plus de 3 ans vivant au domicile parental [27]. On s’attend à ce que le choix d’offre de travail soit plus sensible à la présence d’enfants en bas âge, mais les enfants plus âgés peuvent aussi avoir une incidence sur la participation si les parents doivent travailler plus pour financer les études des enfants. La régression inclut deux variables ordonnées qui indiquent respectivement le niveau d’éducation et le revenu du ménage [28]. Enfin, le taux de chômage local (introduit ici au niveau départemental) est pris en compte.

59Pour expliquer le niveau de santé, nous avons tout d’abord introduit le sexe et l’âge de l’enquêté. On s’attend à ce que l’état de santé reporté soit moins bon pour les plus âgés et pour les femmes. Celles-ci reportent davantage de problèmes de santé que les hommes aux mêmes âges (Strauss et alii, 1993). La régression contrôle aussi le fait de vivre en couple. Si l’on s’attend à ce que les personnes en couple soient en meilleure santé par un effet de protection (via le soutien du conjoint), il existe aussi un effet de sélection qui peut être négatif, si les personnes en moins bonne santé veulent absolument un conjoint, ou positif, puisque les personnes en bonne santé ont plus de chances de se marier (Lillard et Panis, 1996). L’effet du couple sur la santé doit a priori varier avec l’âge, d’où la prise en compte d’une interaction entre ces deux variables, à l’instar de Leung et Wong (2002). Un autre facteur explicatif est le niveau d’éducation. Outre les effets propres du capital humain sur la santé, cette variable est aussi un indicateur de la préférence temporelle, si bien qu’une variable croisée capture les variations possibles du rendement éducatif en fonction de l’âge. Enfin, la régression comprend le niveau de revenu du ménage.

60Avec ces spécifications, le système d’équations simultanées est donc sur-identifié puisque plusieurs variables de X sont exclues de X et plusieurs TS éléments de X nefont paspartie de X. L’exclusion ST des variables croisées d’âge et d’éducation et d’âge et de santé de X identifie donc l’équation de T participation au travail. Parallèlement, le nombre d’enfants et le taux de chômage local, variables qui sont exclues de X, identifient l’équation de santé. S Avec ces conditions d’identification, le modèle d’équations simultanées est alors estimé deux fois, d’une part avec la mesure objective de la santé (problèmes chroniques) et, d’autre part, avec la mesure subjective d’état de santé reporté. Dans ce dernier cas, afin de voir la sensibilité des résultats obtenus par Stern ( 1989) à la condition d’identification de la santé par les symptômes et autres maladies, nous avons estimé un modèle simultané supplémentaire où l’existence de problèmes chroniques intervient comme variable identifiante de la mesure de santé reportée par l’enquêté [29].

Résultats économétriques

61Deux stratégies différentes sont mises en œuvre pour estimer les équations de santé et de participation, une procédure en deux étapes et une méthode de maximum de vraisemblance. Les estimations sont successivementréalisées i) avec la mesure objective, ii) avec lamesure subjective dela santéet enfin iii) en utilisant la première pour identifier la seconde.

62Les résultats de la méthode d’estimation en deux étapes sont reportés dans les tableaux 4a à 5b. Les tableaux 4a et 4b indiquent les formes réduites des équations structurelles. Sanscontrôler leseffets de la santé (colonne 1, tableau 4a), on constate que le fait d’être en couple ou de posséder un niveau élevé de revenu exerce un effet positif et significatif sur l’offre de travail. À l’inverse, le fait d’être une femme ou d’avoir des enfants réduit sensiblement la probabilité de participation. Le coefficient de l’âge (qui est introduit sous une forme linéaire) n’est quant à lui pas statistiquement significatif. Enfin, conformément aux attentes, plus le taux de chômage départemental est élevé et plus la probabilité de participation au travail est faible (au seuil de 1%). Pour ce qui concerne la santé, lorsque l’on ne tient pas compte de la participation (colonnes 1 et 3, tableau 4b) on observe que le revenu accroît la probabilité d’être en bonne santé tandis que le fait d’être âgé ou d’être une femme la diminue de façon sensible.

63Nous avons ensuite introduit dans ces formes réduites la santé et la participation au travail comme facteurs explicatifs additionnels. Le tableau 4a montre que lorsque la santé est considérée comme une variable exogène, elle exerce un effet positif sur la participation, quelle que soit la mesure de santé employée, objective (colonne 2) ou bien subjective (colonne 3) [30]. Le choixentre lamesuresubjective et la mesure objective n’a de conséquence que sur le coefficient de la santé, les coefficients des autres variables explicatives demeurant à peu près constants. Par ailleurs, l’incidence de la santé subjective sur la participation au travail n’est pas linéaire. Ce sont surtout les mauvais états de santé qui réduisent fortement l’offre de travail [31]. Le tableau 4b montre quant à lui que lorsque la participation au travail est traitée de manière exogène, elle possède un impact fortement négatif sur la mesure de santé objective, tandis que son incidence est fortement positive pour la santé subjective : les effets sont significatifs au seuil de 1% (tableau 4b, colonnes 2 et 4). Compte tenu de la manière dont sontdéfinies lesvariables desanté, cela signifie dans les deux cas que le fait de travailler va de pair avec une meilleure santé. On remarque cependant que l’introduction de la mesure objective de santé dans l’équation de santé subjective a pour conséquence de réduire l’effet de la participation (colonne 5).

Tableau 4a

participation au marché du travail (première étape)

Tableau 4a
Tableau 4a : participation au marché du travail (première étape) Variables (1) (2) (3) (4) Constante 0,382 0,406-0,242-0,797 (1,54) (1,62) (-0,93) (-2,89) Sexe féminin-0,745-0,767-0,743-0,763 (-18,44) (-18,73) (-18,24) (-18,54) Âge 0,006 0,010 0,012 0,014 (1,10) (1,67) (2,15) (2,37) En couple 0,650 0,613 0,652 0,677 (3,00) (2,81) (2,99) (3,09) En couple ? age-0,023-0,022-0,023-0,024 (-4,19) (-4,08) (-4,22) (-4,37) Enfants de moins de 3-0,512-0,526-0,520-0,522 ans (-9,39) (-9,63) (-9,50) (-9,52) Enfants de plus de trois-0,124-0,131-0,127-0,129 ans (-7,32) (-7,67) (-7,44) (-7,53) Éducation 0,114 0,112 0,117 0,132 (1,81) (1,78) (1,86) (2,09) Éducation ? age (10e-2 ) -0,102-0,108-0,147 0,186 (-0,66) (-0,69) (-0,94) (-1,18) Revenu du ménage 0,407 0,401 0,394 0,394 (ordonné) (22,10) (21,54) (21,15) (20,98) Taux de chômage-0,023-0,021-0,022-0,022 départemental (-3,25) (-2,97) (-3,16) (-3,12) Santé exogène Maladie chronique-0,425 (-9,70) État de santé 0,231 (ordonné) (8,87) État de santé Mauvais Réf.(-) Moyen 0,757 (6,96) Bon 1,102 (10,49) Très bon 1,062 (9,72) Nombre de participants 5 700 5 700 5 700 5 700 Nombre d’observations 7 023 7 023 7 023 7 023 Log vraisemblance-2 795,6-2 749,2-2 755,9-2 724,9 Source : enquête Insee Emploi du Temps 1998-1999. Note : modèles Probit estimés par maximisation de la vraisemblance. Les chiffres entre parenthèses sous les estimateurs indiquent les t de Student.

participation au marché du travail (première étape)

enquête Insee Emploi du Temps 1998-1999.
Tableau 4b

l’état de santé (première étape)

Tableau 4b
Tableau 4b : l’état de santé (première étape) Variables (1) (2) (3) (4) (5) Constante-0,993-0,731 2,937 2,761 3,404 (-4,33) (-3,16) (16,61) (15,47) (18,15) Sexe féminin-0,023-0,090-0,121-0,071-0,111 (-0,67) (-2,56) -4,50) (-2,61) (-3,97) Âge 0,013 0,014 -(0,032-0,033-0,031 (2,61) (2,66) (-8,17) (-8,23) (-7,51) En couple-0,577-0,528 0,295 0,257 0,125 (-2,99) (-2,73) (2,01) (1,75) (0,84) En couple ? age 0,012 0,010-0,007-0,006-0,003 (2,59) (2,17) (-1,98) (-1,57) (-0,89) Enfants de moins de 3 ans-0,038-0,088-0,014 0,024-0,006 (-0,71) (-1,63) (-0,36) (0,60) (-0,14) Enfants de plus de trois ans-0,035-0,048 0,003 0,013-0,004 (-2,23) (-3,05) (0,27) (1,07) (-0,33) Éducation-0,049-0,037-0,030-0,037-0,050 (-0,87) (-0,67) (-0,71) (-0,88) (-1,17) Éducation ? age 0,059 0,047 0,283 0,292 0,329 (0,44) (0,35) (2,73) (2,80) (3,12) Revenu du ménage (ordonné) -0,100-0,057 0,129 0,099 0,090 (-6,12) (-3,33) (10,17) (7,41) (6,60) Taux de chômage départemental 0,015 0,013-0,010-0,009-0,005 (2,39) (1,99) (-2,09) (-1,72) (-0,99) Problèmes chroniques de santé -1,162 (-34,28) Participation au travail (exogène) -0,406 0,306 0,188 (-9,00) (8,74) (5,11) Paramètre µ1 1,161 1,181 1,405 (35,24) (34,67) (35,23) Paramètre µ2 2,676 2,704 3,096 (73,09) (71,76) (70,62) Problèmes chroniques 1 553 1 553 État de santé mauvais 180 180 180 État de santé moyen 1 169 1 169 1 169 État de santé bon 3 642 3 642 3 642 État de santé très bon 2 032 2 032 2 032 Nombre d’observations 7 023 7 023 7 023 7 023 7 023 Log vraisemblance-3 589,3-3 549,2-7 314,7-7 280,2-6 704,6 Source : enquête Insee Emploi du Temps 1998-1999. Note : modèles Probit (1,2) et Probit ordonné (3,4,5) estimés par maximisation de la vraisemblance. Les chiffres entre parenthèses sous les estimateurs indiquent les t de Student.

l’état de santé (première étape)

enquête Insee Emploi du Temps 1998-1999.

64Il est toutefois difficile d’interpréter ces effets de santé et d’offre de travail puisque les coefficients reportés dans les tableaux 4a et 4b peuvent être affectés par un biais de simultanéité entre les deux variables d’intérêt. Les tableaux 5a et 5b présentent les résultats de la seconde étape d’estimation, qui tient compte d’un effet de double causalité entre la santé et la participation au travail. Les données mettent en évidence deux résultats principaux.

65En premier lieu, la prise en compte de la possibilité d’endogénéité modifie les coefficients de certaines des variables de l’équation de participation, comme en témoigne la mise en parallèle des tableaux 4a et 5a. Par exemple, le fait d’être en couple exerce un impact positif sur la participation dans le premier cas (tableau 4a) et négatif dans le second (tableau 5a). Ce changement peut résulter de ce que certaines variables explicatives de la participation, en l’occurrence la santé instrumentée et le fait d’être en couple, sont corrélées entre elles ou avec le terme d’erreur. Par ailleurs, par rapport aux résultats obtenus lors de la première étape d’estimation, le coefficient de la variable de santé est plus faible, quel que soit le type de mesure employé, tandis que celui du revenu s’est accru. De telles modifications révèlent la présence d’un biais de simultanéité dans le tableau 4a, ce que confirment les estimations des équations de santé du tableau 5b. Cette fois, la participation au travail n’a pas d’effet statistiquement significatif ni sur la santé subjective (colonne 2), ni sur la santé objective (colonne 1).

Tableau 5a

participation au marché du travail (seconde étape)

Tableau 5a
Tableau 5a : participation au marché du travail (seconde étape) Variables (1) (2) (3) Constante-1,451-1,494-0,109 (-2,35) (-1,20) (-0,58) Sexe féminin-0,786-0,623-0,699 (-18,46) (-9,69) (-17,23) Âge 0,031 0,017 0,002 (2,97) (1,20) (0,54) En couple-0,413-0,244-0,247 (-6,07) (-4,63) (-4,66) Enfants de moins de 3 ans-0,582-0,459-0,466 (-9,58) (-8,72) (-8,85) Enfants de plus de trois ans-0,187-0,130-0,130 (-8,34) (-7,64) (-7,64) Éducation 0,026 0,001 0,041 (1,44) (0,03) (2,71) Revenu du ménage (ordonné) 0,223 0,284 0,353 (4,94) (4,89) (18,62) Taux de chômage départemental 0,005-0,014-0,019 (0,51) (-1,74) (-2,74) Santé Maladie chronique (estimé) -1,842 (-4,21) État de santé (estimé) 0,893 (2,08) État de santé (estimé) 0,362 (9,80) Nombre de participants 5 700 5 700 5 700 Nombre d’observations 7 023 7 023 7 023 Log vraisemblance-2 795,6-2 802,3-2 757,2 Source : enquête Insee Emploi du Temps 1998-1999. Note : modèles Probit estimés par maximisation de la vraisemblance. Les chiffres entre parenthèses sous les estimateurs indiquent les t de Student.

participation au marché du travail (seconde étape)

enquête Insee Emploi du Temps 1998-1999.

66En second lieu, identifier la mesure subjective de la santé à l’aide de la mesure objective apparaît pertinent. Par rapport au cas où seule la mesure subjective est employée (tableau 5a, colonne 2), cette instrumentation a pour effet de réduire le coefficient de la santé et d’augmenter sensiblement l’impact du revenu sur la participation (colonne 3). Or, si l’hypothèse de justification est vérifiée, on peut s’attendre à ce que les effets sur la participation de la santé mesurée subjectivement soient forts et que l’impact des variables économiques soit faible (Dwyer et Mitchell, 1999). La comparaison des colonnes 2 et 3 du tableau 5a paraît donc indiquer que les mesures subjectives de la santé ne sont pas sans biais.

Tableau 5b

l’état de santé (seconde étape)

Tableau 5b
Tableau 5b : l’état de santé (seconde étape) Variables (1) (2) (3) Constante-0,857 2,820 3,430 (-4,00) (17,12) (19,87) Sexe féminin 0,037-0,085-0,080 (0,55) (-1,64) (-1,52) Âge 0,014-0,033-0,031 (2,61) (-8,25) (-7,52) En couple-0,626 0,272 0,110 (-3,35) (1,91) (0,76) En couple ? age 0,014-0,006-0,003 (2,88) (-1,68) (-0,71) Éducation-0,052-0,037-0,054 (-0,92) (-0,86) (-1,24) Éducation ? age 0,063 0,289 0,330 (0,47) (2,78) (3,13) Revenu du ménage (ordonné) -0,140 0,113 0,077 (-3,89) (4,15) (2,90) Problèmes chroniques de santé -1,144 (-28,26) Participation au travail (estimé) 0,079 0,048 0,080 (0,99) (0,80) (1,36) Paramètre µ1 1,160 1,392 (35,24) (35,35) Paramètre µ2 2,675 3,081 (73,07) (70,76) Problèmes chroniques 1 553 État de santé mauvais 180 180 État de santé moyen 1 169 1 169 État de santé bon 3 642 3 642 État de santé très bon 2 032 2 032 Nombre d’observations 7 023 7 023 7 023 Log vraisemblance-3 594,0-7 316,6-6 717,4 Source : enquête Insee Emploi du Temps 1998-1999. Note : modèles Probit estimés par maximisation de la vraisemblance. Les chiffres entre parenthèses sous les estimateurs indiquent les t de Student.

l’état de santé (seconde étape)

enquête Insee Emploi du Temps 1998-1999.

67En résumé, l’estimation en deux étapes révèle que ne pas prendre en compte la possibilité d’endogénéité conduit à mésestimer les effets de la participation au travail sur la santé et à sous-estimer l’impact de la santé sur la participation. Ces conclusions corroborent celles de Leung et Wong (2002). Cependant, à l’inverse de Stern (1989), nous relevons des indices qui suggèrent que les mesures subjectives ne donnent pas de bonnes approximations de la “ vraie ” santé. Nous avons dès lors procédé à une estimation du modèle d’équations simultanées travail-santé utilisant désormais la technique du maximum de vraisemblance. En effet, ne pas observer d’impact de la participation au travail sur la santé subjective en adoptant une technique d’estimation en deux étapes ne constitue pas une preuve d’exogénéité puisque les résidus des deux équations peuvent être corrélés (Stern, 1989). Avec l’estimation par maximisation de la vraisemblance, les deux résidus ne sont pas contraints à être indépendants. Les résultats obtenus par cette approche sont présentés dans le tableau 6.

Tableau 6

estimation du modèle d’équations simultanées travail-santé

Tableau 6
Tableau 6 : estimation du modèle d’équations simultanées travail-santé (1) (2) (3) nté Variables Participationau travail Problèmeschroniques Participationau travail État de santéreporté Participationau travail État de sareporté Constante-1,263-0,842-5,468 2,525-0,080 3,260 (-1,26) (-4,36) (-1,94) (19,75) (-0,42) (19,33) Sexe féminin-0,782 0,046-0,453-0,092-0,700-0,076 (-10,16) (0,69) (-3,22) (-1,78) (-16,35) (-1,41) Âge 0,033 0,013 0,062-0,026 0,002-0,027 (1,69) (2,76) (1,95) (-8,46) (0,55) (-6,92) En couple-0,437-0,628-0,278 0,353-0,250 0,283 (-3,23) (-3,35) (-2,78) (2,53) (-4,79) (2,00) En couple ? âge 0,014-0,008-0,007 (2,89) (-2,30) (-2,02) Enfants de moins de 3 ans-0,595-0,457-0,463 (-5,86) (-5,35) (-8,40) Enfants de plus de trois ans-0,149-0,113-0,129 (-5,42) (-4,73) (-7,53) Éducation 0,030-0,053-0,120 0,062 0,040-0,037 (0,94) (-1,41) (-1,38) (2,69) (2,71) (-0,91) Éducation ? âge (10e-2 ) 0,065 0,039 0,284 (0,78) (0,78) (2,87) Revenu du ménage (ordonné) 0,202-0,141 0,087 0,117 0,352 0,075 (2,26) (-3,98) (0,64) (4,32) (19,87) (2,78) Taux de chômage départemental-0,022-0,021-0,022 (-2,58) (-2,89) (-3,15) Problèmes chroniques-1,139 (-27,51) Participation au travail (estimé) 0,083 0,044 0,090 (1,05) (0,73) (1,46) Santé Problèmes chroniques (estimé) -1,931 (-2,35) État de santé (estimé) 2,370 0,362 (2,33) (9,37) Paramètre µ1 1,168 1,398 (34,78) (35,16) Paramètre µ2 2,681 3,085 (72,12) (70,39) Corrélation des résidus-0,239 0,171 0,100 (-9,43) (8,80) (4,79) Nombre d’observations 7 023 7 023 7 023 Log vraisemblance-6 346,1-10 080,9-9 463,0 Source : enquête Insee Emploi du Temps 1998-1999. Note : modèles simultanés estimés par la méthode du maximum de vraisemblance. Les t de Student sont reportés entre parenthèses sous les estimateurs.

estimation du modèle d’équations simultanées travail-santé

enquête Insee Emploi du Temps 1998-1999.

68L’équation de participation au travail estimée par maximisation de la vraisemblance avec la mesure subjective révèle un impact très important de la santé tandis que le revenu ne possède pas d’influence significative (tableau 6, colonne 2). Mais lorsque la mesure subjective est identifiée avec la mesure objective, les résultats sont sensiblement modifiés. Le coefficient de la santé est plus de six fois moins important et lerevenu exercecette foisun fort impact significatif sur la participation (colonne 3) [32]. La confrontation des colonnes 2 et 3 du tableau 6 révèle donc que l’emploi de la seule mesure subjective de santé conduit à fortement surestimer l’impact de la santé sur la participation. Ce constat est compatible avec l’hypothèse de justification, c’est-à-dire l’idée que certaines personnes déclarent être en mauvaise santé afin de justifier leur statut de non-participant. Pourtant, les résultats indiquent qu’il n’y a pas d’effet significatif de la participation sur la santé et l’hypothèse d’indépendance des résidus des deux équations s’avère clairement rejetée d’après les données (colonne 2).

69Concernant l’emploi de la mesure objective de la santé, les coefficients estimés sont proches de ceux obtenus avec la technique en deux étapes. La santé possède un impact positif significatif sur la participation (tableau 5, colonne 1) et elle est affectée négativement par la participation au travail, même si l’effet obtenu demeure non significatif [33]. Ainsi, quelle que soit la spécification retenue, nos estimations montrent que la santé exerce un effet fortement positif sur la participation au travail mais que celle-ci n’exerce pas d’influence significative sur la santé, conformément aux résultats obtenus par Stern (1989) aux États-Unis et par Leung et Wong (2002) à Hong-Kong. Cependant, si les estimations réalisées à partir de mesures différentes de la santé offrent des résultats globalement identiques, la spécification économétrique dans laquelle la mesure subjective est identifiée à l’aide de la santé objective apparaît néanmoins la plus pertinente. Elle offre une solution pour éviter les biais liés au phénomène de justification que paraissent révéler les estimations employant la mesure subjective.

70Au regard de l’interaction complexe entre santé et travail, nous avons mené par ailleurs quelques investigations complémentaires sur des sous-groupes de notre échantillon. Il est en effet possible que nos résultats agrégés masquent des différences de comportements, par exemple si le travail détériore la santé dans certains cas et s’il l’améliore dans d’autres. La variable d’âge peut avoir une telle incidence, la pénibilité des tâches devenant certainement plus difficile en fin de carrière (que ce soit pour des raisons physiologiques ou bien de lassitude mentale). Nous avons alors scindé l’échantillon entre les moins de 40 ans et les 40 ans et plus (sachant que l’âge moyen est de 39 ans). Les résultats non reportés viennent confirmer nos conclusions précédentes. D’un côté, la participation au travail est une fonction croissante de l’état de santé subjectif (au seuil de 1%) et l’on observe un impact un peu plus grand de la santé pour lesplus de 40ans. Cecipourrait s’expliquer par le fait qu’au-delà d’un certain âge, les individus en mauvaise santé sont progressivement exclus du marché du travail. De l’autre, l’effet de la participation sur la santé est de signe positif mais la relation statistique n’est jamais significative [34].

71Nos résultats indiquent en tout cas que ni la mesure subjective, ni la mesure objective ne donnent une représentation satisfaisante de la santé pour étudier ses interactions avec la participation au travail. Les résultats contrastés des colonnes 1 et 2 du tableau 6 suggèrent que les deux mesures ne représentent pas exactement le même phénomène. L’enquête Emploi du temps permet d’approfondir cette question en détaillant les effets de la santé sur l’offre de travail à partir de l’observation des préférences pour le travail des salariés. Dans le tableau 7, les préférences des travailleurs à temps pleins sont croisées avec les niveaux subjectif et objectif de santé. Les personnes qui reportent une mauvaise santé (donnée par les états “ mauvais” et “ moyen”) sont proportionnellement les plus nombreuses à souhaiter travailler plus. Ce résultat vaut que cette augmentation s’accompagne ou non d’une hausse du salaire. En revanche, la proportion de personnes souhaitant réduire leur temps de travail est pratiquement similaire parmi celles qui déclarent un mauvais ou moyen et un bon ou très bon état de santé. Les données utilisées montrent donc que chez les personnes salariées, les préférences pour les loisirs varient selon l’état de santé. La dégradation de la santé est corrélée positivement avec l’offre individuelle de travail.

72Une explication possible de ce phénomène est l’existence d’un effet revenu lié aux effets de la santé sur les salaires. Des travaux empiriques constatent une relation croissante entre l’état de santé et le niveau de salaire (Luft, 1975 ; Haveman et alii, 1994; Stern, 1996; Contoyannis et Rice, 2001). Si la dégradation de la santé s’accompagne d’une réduction du salaire, induite par une baisse de la productivité, les personnes en mauvaise santé peuvent souhaiter travailler plus afin de compenser leur perte de revenu. On remarque toutefois que ce constat ne s’applique pas pour l’état de santé objectif qui ne paraît pas exercer d’influence sur les préférences au travail (tableau 7, dernière colonne) Les données du tableau 7 apportent donc de premiers éléments soutenant l’idée que les indicateursobjectif et subjectif ne concernent pas exactement les mêmes dimensions de la santé. Il est possible, par exemple, que la mesure objective dénotant la présence ou l’absence de problèmes chroniques (maladie ou handicap) soit moins générale que la mesure subjective [35]. Ce constat renforce l’intérêt de l’utilisation d’une spécification économétrique fondée sur la combinaison de différentes mesures de la santé.

Tableau 7

santé et préférences pour le travail

Tableau 7
Tableau 7 : santé et préférences pour le travail Santé État de santé reporté Problème chronique Variables (1) Mauvais Moyen Bon Très bon Non Oui Préference pour travailler plus Oui 22,0 20,8 17,2 17,9 18,1 17,7 Non, sauf si hausse plus que proportionnelle au salaire 8,5 6,2 5,8 6,5 6,0 6,6 Non 69,5 73,0 77,0 75,6 75,9 75,7 Préférences pour travailler moins Oui, sans baisse de salaire ou moins que proportionnelle 60,0 66,7 63,9 57,3 62,2 62,4 Oui avec baisse proportionnelle 5,0 7,2 7,9 7,9 7,7 8,1 Non 35,0 26,1 28,2 34,8 30,2 29,5 (1) Pour les salariés à plein temps. Source: Enquête Insee Emploi du Temps 1999.

santé et préférences pour le travail

Enquête Insee Emploi du Temps 1999.

Discussion

73Dans cet article, nous avons étudié les interactions entre la santé et la participation au travail chez les “ jeunes ” actifs potentiels, c’est-à-dire les hommes et les femmes âgés de 25 à 55 ans. Les analyses économétriques réalisées sur les données de l’enquête Emploi du temps révèlent que pour ces personnes, la santé est l’un des principaux déterminants de la participation au travail. En revanche, le fait de travailler n’altère pas particulièrement l’état de santé. Ceci confirme les conclusions de Stern (1989) et Leung et Wong (2002), concernant des pays au niveau de développement économiquecomparable à celuide la France, et permet de préciser et d’étendre à la population générale les observations précédemment réalisées dans le cas des personnes bénéficiaires du RMI. Si le travail constitue indéniablement un moyen de lutte contre la pauvreté et l’exclusion, nos résultats montrent qu’en amont un bon état de santé figure parmi les principaux éléments déterminant les possibilités d’accession au travail. La promotion de la santé publique apparaît ainsi clairement comme une composante essentielle de la politique de l’emploi.

74Le fait que le travail n’ait pas d’incidence directe sur la santé peut paraître surprenant. Par exemple, il est communément admis que de mauvaises conditions de travail exercent une incidence négative sur les appréciations subjectives de la santé. Or detels effets ne ressortent pas dans cette étude agrégée. Deux explications peuvent être avancées. D’un côté, cet effet négatif du travail auquel on peut s’attendre trouve une compensation par les satisfactions intrinsèques plurielles liées au fait d’exercer une activité, telles la création d’un réseau social ou encore la reconnaissance extérieure (Rosenfield, 1989). De l’autre, le niveau d’analyse que nous avons retenu pour l’exploitation des données n’est pas assez fin pour mettre en évidence un tel impact. Il faudrait en effet inclure une information très détaillée sur le type de travail exercé, les horaires d’application, les tâches effectuées par exemple, puis mener des analyses désagrégées sur des groupes particuliers de population. Ceci pose toutefois un nouveauproblème. Cela revient à ajouterdesbiaisde sélection aux biais d’endogénéité évoqués, en ce sens que les travailleurs s’auto-sélectionnent problablement dans des métiers pour lesquels les conséquences adverses sur la santé sont les moins importantes.

75Un second résultat tient à ce que l’effet estimé de la santé sur la participation au travail varie sensiblement selon la mesure de santé utilisée. La démarche de Stern (1989), qui consiste à identifier la mesure subjective de santé avec une mesure objective, nous permet d’obtenir une estimation non biaisée de l’effet de la santé. Nos résultats suggèrent alors que l’emploi de la seule mesure subjective de santé produit des estimations biaisées de l’impact de la santésurla participationau travail. Aucontraire de ce qu’observent Haveman et alii (1989) et Stern (1989), nous constatons que l’emploi decette mesure conduit à surestimer les effets de la santé. Par ailleurs, plusieurs indices nous portent à croire que les mesures objective et subjective ne capturent pas les mêmes dimensions de l’état de santé et que, par conséquent, elles ne donnent pas la même représentation de la capacité au travail. Ces éléments témoignent de la complexité des problèmes posés par l’étude des interactions entre santé et participation au travail et soulignent l’intérêt d’employer simultanément différents indicateurs de la santé pour aborder cette question [36].

76Enfin, l’un des principaux apports de ce papier est de montrer que l’état de santé affecte la probabilité de participation au travail dès les premières années d’activité potentielles. L’étude du cas des jeunes actifs potentiels fournit une estimation de l’impact de la santé indépendante des incitations financières spécifiques à la fin de vie active. Les résultats que nous obtenons suggèrent donc que les conséquences sur le taux d’activité d’une réforme retardant l’âge légal de la retraite pourraient être atténués par un “ effet santé ” [37]. Ce constat met en exergue la nécessité, pour pouvoir apprécier la faisabilité et l’équité d’une telle réforme, de tenir compte de l’évolution de la santé des personnes proches de la finde vieactive [38]. Plus précisément, s’ils’avère que la santé se dégrade sensiblement après 55 ans, alors lespolitiques visant à inciter les personnes “ âgées ” à demeurer sur le marché du travail pourraient n’avoir qu’une efficacitélimitée, aumoins pour une partiede la population.

77Dans ce contexte, il serait intéressant d’étendre les résultats présentés dans cet article en cherchant à évaluer l’importance relative des incitations financières apparaissant en fin de vie active par rapport à cet effet “ santé ”. Cela permettrait de comparer l’efficacité, sur le maintien en activité des travailleurs vieillissants, des politiques qui cherchent à modifier ces incitations financières à celle des politiques qui envisagent la promotion et la gestion de la santé au travail. Cependant, la cessation d’activité s’apparente plus à un processus qu’à un évènement unique (Bound et alii, 1999). C’est pourquoi il apparaît préférable pour étudier cette question de travailler sur des données longitudinales, ce qui constitue un terrain de recherche future. Il serait également utile de considérer des groupes particuliers de personnes actives pour pouvoir mieux appréhender la sensibilité de la santé aux conditions de travail, sous la réserve de tenir compte des phénomènes de sélection sous-jacents.

Notes

  • [1]
    LEN-CEBS, Faculté des Sciences Économiques, Université de Nantes. E-mail : tessier@ sc-eco. univ-nantes. fr
  • [2]
    LEN-CEBS, Faculté des Sciences Économiques, Université de Nantes, CNAV et INED, Paris. E-mail : wwolff@ sc-eco. univ-nantes. frHomepage : wwww. sc-eco. univ-nantes. fr/ -fcwolff
  • [3]
    Dans la suite du texte, nous utilisons de manière interchangeable les expressions “ participation au travail ” et “ offre de travail ”, bien qu’elles n’aient pas exactement le même sens puisque la première dépend également de la demande de travail.
  • [4]
    Afsa (1999) montre que les personnes qui sortent du dispositif et qui exercent un emploi sont sensiblement moins nombreuses à déclarer des gênes quotidiennes ou des problèmes de santé que celles qui restent dans le dispositif et sans emploi. Ces résultats s’expliquent, en partie, par un effet d’âge, l’obtention d’un emploi étant plus probable chez les plus jeunes, de même que les problèmes de santé sont plus probables chez les plus âgés.
  • [5]
    Le sens des biais résultant de l’emploi de mesures reportées (subjectives) de la santé n’est pas forcément évident puisque les biais liés à l’hypothèse de justification peuvent être compensés par des biais de sens inverse induits par d’éventuelles erreurs de mesure liées à des défauts de comparabilité inter-individuelle des appréciations subjectives (Bound, 1991).
  • [6]
    Il convient toutefois de noter l’existence d’un rapport récent sur le “ Rôle de la couverture maladie dans l’insertion sur le marché du travail ” (Couffinhal et alii, 2002), où sont évoquées les questions d’offre de travail et de santé, mais dans un contexte fort différent du nôtre.
  • [7]
    Les différences avec les tableaux 1 et 4 de Currie et Madrian (1999) tiennent à ce que ces auteurs i) se limitent aux travaux américains, alors que nous considérons ici des travaux internationaux et ii) répertorient également les travaux qui se restreignent au seul cas des travailleurs âgés.
  • [8]
    Pour que cette approche soit intéressante, il faut trouver de bons instruments (i.e. les mesures objectives), qui doivent être fortement corrélés avec les mesures subjectives et indépendantes des résidus.
  • [9]
    À ce propos, il est d’ailleurs intéressant de noter l’interprétation que Currie et Madrian donnent des résultats de Stern (1989) : “ It is not clear whether this result is peculiar to the sample examined, or whether it is due to the low power of the statistical tests used to detect endogeneity bias ” (Currie et Madrian, 1999, p. 3318). Cette citation rend compte de la méfiance que certains auteurs témoignent à l’égard des mesures subjectives de la santé.
  • [10]
    Cette démarche consiste à employer un modèle à effets fixes. L’idée est qu’en estimant l’impact des variations de santé sur les changements de statut sur le marché du travail, on peut espérer supprimer l’influence de caractéristiques inobservées qui ne varient pas avec le temps telle, par exemple, la propension d’une personne à reporter une mauvaise santé. Du moins, les auteurs font l’hypothèse que ces caractéristiques ne varient pas avec le temps.
  • [11]
    Dans le cas spécifique des décisions de départ à la retraite, les estimations réalisées par Dwyer et Mitchell (1999) sur un échantillon de la population américaine révèlent que les mesures subjectives ne sont pas endogènes et que les mesures plus objectives, telles que celles indiquant des limitations fonctionnelles, constituent de bonnes variables proxy de la santé.
  • [12]
    Pour un aperçu, se reporter au numéro spécial de la revue Économie et Statistique, intitulé “ Temps sociaux et temps professionnels au travers des enquêtes Emplois du temps ” (n° 352-353).
  • [13]
    Par ailleurs, les erreurs de mesure conduisent à biaiser les coefficients de la santé vers le bas tandis que l’endogénéité des mesures subjectives biaise ce coefficient vers le haut, si bien que les deux effets peuvent en partie s’annuler (Currie et Madrian, 1999)
  • [14]
    Pour être précis, cette mesure subjective est exactement celle employée par Stern (1989), mais avec un enregistrement suivant quatre modalités (excellent, bon, moyen, mauvais). La formulation est quelque peu différente pour Leung et Wong (2002), puisque chaque enquêté déclare si, relativement aux personnes de son âge, son état de santé lui paraît meilleur ou moins bon, avec de nouveau un découpage en cinq modalités (bien meilleur, meilleur, identique, pire, bien pire). Une telle question apparaît en fait plus délicate, car il semble difficile de savoir quel est l’état de santé moyen du groupe d’âge auquel on appartient.
  • [15]
    Avec des données plus précises pour les États-Unis sur la nature des handicaps ou des maladies qui affectent les individus, Stern (1996, p. 365) cite ainsi le cas de cinq aveugles qui ne déclarent pas être gênés quant au travail qu’ils peuvent effectuer.
  • [16]
    Si cette mesure permet d’avoir un effectif maximal, il est vraisemblable que les durées obtenues sont moins précises pour certaines catégories de salariés. Ceci s’applique en particulier pour les cadres et les professions intermédiaires, pour lesquels la frontière entre le travail et le non-travail n’est pas toujours immédiate.
  • [17]
    Les individus sont interrogés pour savoir s’ils préféreraient travailler plus ou moins. Néanmoins, les modalités ne permettent pas toujours de savoir si les travailleurs sont contraints ou non. Par exemple, à la question “préféreriez-vous travailler plus”, ceci se produit lorsque les enquêtés ont répondu par non, sauf si la hausse de rémunération était plus que proportionnelle. Les travailleurs contraints par excès sont ceux qui ont répondu qu’ils souhaiteraient travailler plus, que la hausse de rémunération soit au plus proportionnelle à la hausse du temps de travail.
  • [18]
    Leur impact est sans aucun doute plus sensible aux âges les plus élevés, la pénibilité devenant de moins en moins supportable avec l’exposition à la gêne rencontrée.
  • [19]
    Les étudiants âgés de 25 ans et plus (peu nombreux) ont également été supprimés de l’échantillon.
  • [20]
    Ces deux états de santé comprennent respectivement 148 et 32 observations. Le passage à quatre modalités permet d’obtenir une variable ordonnée de santé identique à celle de Stern (1989). Si l’on compare avec les données américaines (celles du Health Interview Survey de 1979), la distribution n’est pas très différente : 43,9% d’états excellents, 39,4% de bons, 12,4% de moyens (16,6% en France) et 4,3% de mauvais (2,6% en France).
  • [21]
    En fait, puisque la variable observée pour l’état de santé comporte quatre modalités, trois paramètres délimitant les intervalles devraient être estimés. De manière usuelle, nous ajoutons ici une hypothèse de normalisation, de telle sorte que le premier seuil (la borne supérieure du premier intervalle) prend pour valeur 0.
  • [22]
    Pour un traitement des contraintes nécessaires à imposer dans le cadre de modèles Probits simultanés, se reporter à la contribution de Schmidt (1981).
  • [23]
    Wolff (2005) propose une discussion de ces modèles simultanés récursifs avec des variables binaires endogènes, appliqués à l’interaction entre santé et travail dans le cas de la Bulgarie.
  • [24]
    Pour une discussion plus complète de ce point, se reporter à Prouteau et Wolff (2004, annexe 2).
  • [25]
    Nous présentons ici la spécification pour le cas où l’état de santé est mesuré par une variable polytomique ordonnée. Stern (1989) propose également une estimation par la méthode du maximum de vraisemblance, mais en retenant une variable dichotomique sur la santé, alors qu’il dispose par ailleurs d’un état de santé reporté suivant quatre modalités. Dans ce cas, l’auteur se limite à une estimation en deux étapes.
  • [26]
    Nous avons estimé ce modèle par maximisation de la vraisemblance en utilisant l’algorithme BHHH. Celui-ci permet de se limiter à l’estimation de dérivées premières, d’où un gain de temps conséquent dans l’estimation. Néanmoins, Greene (1993) suggère que cet algorithme (de même que la méthode de Newton) n’est pas forcément adéquat pour l’estimation d’intégrales bivariées. Nous avons donc également estimé ce modèle simultané à partir de l’algorithme BFGS, avec des résultats exactement similaires, mais un temps de calcul rallongé.
  • [27]
    En dépit de leur grande incidence sur les choix de travail, ces variables liées au nombre d’enfants ne sont pas présentes dans les données américaines utilisées par Stern (1989).
  • [28]
    La variable de diplôme est découpée selon 6 modalités, la variable de revenu suivant 5 modalités. Le fait d’introduire dans les régressions des variables muettes pour capturer l’effet des différents niveaux d’éducation et de revenu ne modifie pas les conclusions obtenues.
  • [29]
    À cet égard, la solution adoptée par Leung et Wong (2002) apparaît plus satisfaisante. L’équation de santé est identifiée par les problèmes récents de santé, au cours des quatorze derniers jours, qui vont avoir une incidence sur l’état de santé reporté, mais ne vont pas a priori directement influencer la participation au travail.
  • [30]
    Dans les tableaux 4a, 4b, 5a, 5b et 6, le signe des coefficients peut s’inverser en passant de la mesure subjective à la mesure objective de la santé. Cela résulte du fait que la mesure objective désigne la présence de problèmes chroniques, tandis que la mesure subjective croît avec l’état de santé.
  • [31]
    En revanche, les deux modalités indiquant de bons et très bons états de santé ne sont pas significativement différentes dans la régression.
  • [32]
    La corrélation entre les résidus reste cependant positive et significative dans ce cas. Cela signifie qu’il existe des facteurs latents non pris en compte dans la régression qui affectent à la fois la santé et la participation au travail.
  • [33]
    Les résidus des deux équations sont également fortement corrélés (négativement) dans ce cas. Il est possible que la présence de problèmes chroniques ne permette pas de capturer l’ensemble des dimensions de la santé et donc de la capacité au travail.
  • [34]
    Nous avons également scindé l’échantillon en deux en fonction du niveau de diplôme, respectivement inférieur et supérieur ou égal au baccalauréat. Cette variable peut être vue comme une mesure, certes très imparfaite, des conditions de travail. Là encore, les résultats obtenus sont conformes aux conclusions précédentes, avec un effet positif de la santé subjective sur la participation et une absence d’effet de la participation estimée sur l’évaluation subjective de la santé par l’enquêté. Pour le premier effet, les coefficients sont à peu près identiques pour les deux sous-échantillons.
  • [35]
    La santé est une notion multidimensionnelle qui correspond, selon la définition donnée par l’Organisation Mondiale de la Santé, à “ un état de complet bien-être physique, mental et social, et ne consiste pas seulement en une absence de maladie ou d’infirmité ” (OMS, 1946).
  • [36]
    Strauss et Thomas (1998) ajoutent que les mesures subjectives de la santé telles que celle que nous employons dans cet article (qui range la santé en catégories) sont trop synthétiques pour saisir la complexité et la diversité des états de santé et que, par conséquent, il est nécessaire d’employer simultanément plusieurs types de mesures.
  • [37]
    Nos résultats fournissent une approximation de l’impact de la santé sur la participation au travail des personnes âgées de plus de 55 ans à condition de supposer que les préférences pour les loisirs sont indépendantes de l’âge. Le cas échéant, l’effet de la santé concernant ces personnes pourra être plus ou moins fort que celui que nous obtenons.
  • [38]
    Retarder l’âge légal de départ à la retraite apparaît inéquitable puisque les espérances de vie diffèrent selon l’activité professionnelle. Cependant, cet aspect est renforcé s’il existe un effet de la santé sur la participation qui entraîne des pertes de revenu d’activité et, plus tard, un risque de réduction des pensions de retraite, pour les personnes se trouvant en mauvaise santé.
Français

Ce papier propose une analyse économétrique qui renseigne sur les éventuelles interactions entre travail et santé en France à partir de l’enquête Emploi du temps. A partir de deux mesures de la santé, l’une objective et l’autre subjective, l’estimation de modèles d’équations simultanées à choix discret révèle que le fait d’être en mauvais état de santé diminue sensiblement la probabilité de participer au marché du travail, tandis que le fait de travailler n’influence pas particulièrement l’état de santé. La construction de sources statistiques adaptées, notamment des données longitudinales, permettrait d’aller plus avant dans l’étude des liens entre travail et santé.

Mots-clés

  • offre de travail
  • santé

BIBLIOGRAPHIE

  • Afsa C. (1999). “Etat de santé et insertion professionnelle des bénéficiaires du RMI”, Études et résultats, Drees, n°7.
  • En ligneAmemiya T. (1979). “The Estimation of a Simultaneous Equation Generalized Tobit Model”, International Economic Review, vol. 20, pp. 169-181.
  • En ligneBazzoli G.J. (1985). “The Early Retirement Decision : New Empirical Evidence on the Influence of Health”, Journal of Human Resources, vol. 20, pp. 214-234.
  • En ligneBound J. (1991). “Self-Reported versus Objective Measures of Health in Retirement Models”, J ournal of Human Resources, vol. 26, pp. 106-138.
  • En ligneBound J., Schoenbaum M., Stinebrickner T.R. et Waidmann T. (1999). “The Dynamic Effects of Health on the L abor Force Transitions of Older Workers”, Labour Economics, vol. 6, pp. 179-202.
  • Brenner H. (2001). “Unemployment and Public Health”, Report to the European Commission.
  • En ligneCampolietti M. (2002). “Disability and the Labor Force Participation of Older Men in Canada”, Labour Economics, vol. 9, pp. 405-432.
  • En ligneChagny O., Dupont G., Sterdyniak H. et Veroni P. (2001). “Les réformes des systèmes de retraite en Europe”, Revue de l’OFCE, n°78, p. 97-208.
  • En ligneContoyannis P. et Rice N. (2001). “The Impact of Health on Wages : Evidence from the British Household Panel Survey”, Empirical Economics, vol. 26, pp. 599-622.
  • Couffinhal A., Dourgnon P., Geoffard P.-Y., Grignon M., Jusot F. et Naudin F. (2002). “Rôle de la couverture maladie dans l’insertion sur le marché du travail”, Document de travail, Credes.
  • Currie J. et Madrian B.C. (1999). “Health, Health Insurance and the Labor Market”, in Handbook of Labor Economics, Ashenfelter O. et D. Card, (eds), Amsterdam, North Holland, pp. 3309-3416.
  • Derriennic F., Touranchet A. et Volkoff S. (1996). Âge, travail, santé : études sur les salariés âgés de 37 à 52 ans, Enquête ESTEV 1990, Collection Questions en Santé Publique, éditions INSERM, Paris.
  • Derriennic F. et Vezina M. (2002). “Intensification du travail et répercussions sur la santé mentale : arguments épidémiologiques apportés par l’enquête ESTEV”, Colloque intensification, Centre d’Études de l’Emploi, 21-22 novembre.
  • En ligneDwyer D.S. et Mitchell O.S. (1999). “Health Problems as Determinants of Retirement : Are Self-rated Measures Endogenous ?”, Journal of Health Economics, vol. 18, pp. 173-193.
  • Greene W.H. (1993). Econometric Analysis, Prentice Hall, Englewood Cliffs.
  • Greene W. (1998). “Gender Economic Courses in Liberal Arts Colleges : Further Results”, J ournal of Economic Education, vol. 29, pp. 291-300.
  • Haveman R., Wolfe B. et Huang F.M. (1989). “Disability Status as an Unobservable : Estimates From a Structural Model”, NBER working paper, n° 2831.
  • En ligneHaveman R., Wolfe B., Kreider B. et Stone M. (1994). “Market Work, Wages and Men`S Health”, Journal of Health Economics, vol. 13, pp. 163-182.
  • En ligneHeckman J.J. (1978). “Dummy Endogenous Variables in a Simultaneous Equation System”, Econometrica, vol. 46, pp. 931-959.
  • En ligneKerkhofs M. et Lindeboom M. (2002). “Health and Work of the Elderly Subjective Health Measures, Reporting Errors and the Endogenous Relationship between Health and Work”, IZA discussion paper, n° 457.
  • En ligneKerkhofs M., Lindeboom M. et Theeuwes J. (1999). “Retirement, Financial Incentives and Health”, Labour Economics, vol. 6, pp. 203-227.
  • Lavy V., Palumbo M. et Stern S. (1997). “Quality of Medical Facilities, Health and Labor Force Participation in Jamaica”, mimeo, Banque Mondiale.
  • En ligneLee L.F. (1982). “Some Approaches to the Correction of Selectivity Bias”, Review of Economic Studies, vol. 49, pp. 355–372.
  • En ligneLee M.J. (1996). Methods of Moments and Semiparametric Econometrics for Limited Dependent Variable Models, Springer, New York.
  • Leung S.F. et Wong C.T. (2002). “Health Status and Labor Supply : Interrelationship and Determinants”, mimeo, Honk Kong University.
  • En ligneLillard L.A. et Panis C.W.A. (1996). “Marital Status and Mortality : the Role of Health”, Demography, vol. 33, pp. 313-327.
  • En ligneMaddala G.S. (1983). Limited Dependent and Qualitative Variables in Econometrics, Cambridge University Press, Cambridge.
  • En ligneMesrine A. (2000). “La surmortalité des chômeurs : un effet catalyseur du chômage ?”, Économie et Statistique, n° 334, pp. 33-48.
  • En ligneMichie S. et Williams S. (2002). “Reducing Work Related Psychological Ill Health and Sickness Absence : A Systematic Literature Review”, Occupational and Environmental Medicine, vol. 60, pp. 3-9.
  • OMS (1946). “ Préambule à la Constitution de l’Organisation mondiale de la Santé ”, Actes officiels de l’Organisation mondiale de la Santé, n° 2.
  • En ligneParsons D.O. (1982). “The Male Labour Force Participation Decision : Health, Reported Health, and E conomic Incentives”, Economica, vol. 49, pp. 81-91.
  • En ligneProuteau L. et Wolff F.C. (2002). “La participation associative au regard des temps sociaux”, Économie et Statistique, n° 352-353, pp. 57-80.
  • En ligneProuteau L. et Wolff F.C. (2004). “Les services informels entre ménages : une dimension méconnue du bénévolat”, Économie et Statistique, n° 368, pp. 3-31.
  • En ligneR ioux L. (2001). “Recherche d’emploi et insertion professionnelle des allocataires du RMI”, Économie et Statistique, n°346-47, pp. 13-32.
  • En ligneRosenfield S. (1989). “The Effects of Women’s Employment : Personal Control and Sex Differences in Mental Health”, Journal of Health and Social Behavior, vol. 30, pp. 77-91.
  • Schmidt P. (1981). “Constraints on the Parameters in Simultaneous Tobit and Probit Models”, in C.F. Manski, D. McFadden, (eds), Structural Analysis of Discrete Data with Econometric Applications, MIT Press, Cambridge, pp. 422-434.
  • En ligneSickles R. et Taubman P. (1986). “An Analysis of the Health and Retirement Status of the Elderly”, Econometrica, vol. 54, pp. 1339-1356.
  • En ligneSiegrist J. ( 1996). “ Adverse Health E ffects of High-E ffort/L ow-R eward Conditions”, J ournal of Occupational Health Psychology, vol. 1, pp. 27-41.
  • En ligneSiegrist J., Starke D., Chandola T., Godin I., Marmot M., Niedhammer I. et Peter R. (2004). “The Measurement of Effort-Reward Imbalance at Work : European Comparisons”, Social Science and Medicine, vol. 58, pp. 1483-1499.
  • En ligneStern S. (1989). “Measuring the Effects of Disability on Labor Force Participation”, Journal of Human Resources, vol. 24, pp. 361-395.
  • En ligneStern S. (1996). “Semiparametric Estimates of the Supply and Demand Effects of Disability on Labor Force Participation”, Journal of Econometrics, vol. 71, pp. 49-70.
  • Strauss J. et Thomas D. (1998). “Health, Nutrition and Economic Development”, Journal of Economic Literature, vol. 35, pp. 766-817.
  • En ligneStrauss J., Gertler P., Rahman O. et Fox K. (1993). “Gender and Life-Cycle Differentials in the Patterns and Determinants of Adult Health”, Journal of Human Resources, vol. 28, pp. 791-837.
  • En ligneTheorell T. et Karasek R.A. (1996). “Current Issues Relating to Psychosocial Job Strain and Cardiovascular Disease Research”, Journal of Occupational Health Psychology, vol. 1, pp. 9-26.
  • Thomas D. et Frankenberg E. (2000). “Links Between Women’s Health and Labor Market Outcomes in Indonesia”, Document de travail, Rand.
  • En ligneWaldron I., (1980). “Employment and Women’s Health : An Analysis of Causal Relationships”, International Journal of Health Services, vol. 10, pp. 435-454.
  • White H. (1980). “A Heteroskedasticity-Consistent Covariance Matrix Estimator and a Direct Test for Heteroskedasticity”, Econometrica, vol. 19, pp. 303-341.
  • En ligneWolff F.C. (2005). “Disability and Labor Supply During Economic Transition : Evidence from Bulgaria”, mimeo, Université de Nantes.
Philippe Tessier [1]
  • [1]
    LEN-CEBS, Faculté des Sciences Économiques, Université de Nantes. E-mail : tessier@ sc-eco. univ-nantes. fr
François-Charles Wolff [2]
  • [2]
    LEN-CEBS, Faculté des Sciences Économiques, Université de Nantes, CNAV et INED, Paris. E-mail : wwolff@ sc-eco. univ-nantes. frHomepage : wwww. sc-eco. univ-nantes. fr/ -fcwolff
Dernière publication diffusée sur Cairn.info ou sur un portail partenaire
Mis en ligne sur Cairn.info le 01/01/2007
https://doi.org/10.3917/ecop.168.0017
Pour citer cet article
Distribution électronique Cairn.info pour La Documentation française © La Documentation française. Tous droits réservés pour tous pays. Il est interdit, sauf accord préalable et écrit de l’éditeur, de reproduire (notamment par photocopie) partiellement ou totalement le présent article, de le stocker dans une banque de données ou de le communiquer au public sous quelque forme et de quelque manière que ce soit.
keyboard_arrow_up
Chargement
Chargement en cours.
Veuillez patienter...