Le lien entre état de santé et probabilité d’être en emploi

7Plusieurs études tentent d’appréhender les liens entre état de santé et situation vis-à-vis de l’emploi. Elles se heurtent principalement à deux difficultés : Quelle mesure de l’état de santé retenir ? Comment passer des liens statistiques observés à des conclusions sur le rapport de cause à effet de l’état de santé sur le travail ?

8Pour mesurer l’état de santé, les seules bases de données comprenant des informations sur l’offre de travail et la santé sont des enquêtes déclaratives auprès des ménages. Ces enquêtes sont caractérisées par de potentiels biais de déclaration (mesures subjectives de l’état de santé) (Bound, 1999) mais aussi de mesure, le caractère multidimensionnel de la santé ne pouvant pas être appréhendé à partir d’une seule mesure. Par ailleurs, certaines personnes pourraient expliquer a posteriori une perte d’emploi par un problème de santé plutôt que par un licenciement ou une forte préférence pour le loisir (biais de justification). Par conséquent, l’autodéclaration de l’état de santé dépend potentiellement de la position de l’enquêté sur le marché du travail. Ces difficultés suggèrent d’utiliser plusieurs outils de mesure de la santé (tels que les limitations d’activité, la santé perçue ou la prévalence de maladies chroniques) et de tenter de corriger les biais de justification mentionnés [3].

9Outre ces biais de mesure plus ou moins bien pris en compte, dans les études sur données françaises, peu d’études ont tenté de passer du constat de corrélations entre santé et offre de travail à la détermination du lien de cause à effet entre ces deux phénomènes. Cela est lié pour une part à l’absence de données longitudinales. Il peut y avoir corrélation statistique sans causalité pour plusieurs raisons. Une première difficulté est évidemment liée au fait que les conditions de travail elles-mêmes affectent à la fois l’offre de travail et la santé et peuvent donc aussi générer une corrélation apparente sans causalité réelle. Les économistes corrigent ces corrélations artificielles en utilisant trois méthodes principales : les quasi-expériences naturelles (effet d’un choc de santé imprévisible sur l’offre de travail), les données de panel (observation du même individu dans le temps) qui permettent de contrôler les spécificités individuelles (traits de personnalité par exemple) non directement observables, et une modélisation tenant compte de l’effet simultané de la santé sur l’offre de travail et des conditions de travail sur la santé. Ensuite, ces études, qui portent uniquement sur les déterminants de l’offre de travail, ignorent bien souvent les contraintes de la demande liées à la conjoncture économique (ralentissement économique dans certains secteurs), mais aussi aux attitudes discriminatoires de certaines entreprises à l’égard des salariés âgés, en raison du surcoût salarial, ou les changements technologiques qui évincent les seniors les moins qualifiés (Aubert, Caroli et Roger, 2006). Cela étant précisé, plusieurs enseignements peuvent être néanmoins tirés des études économiques.

10Tessier et Wolff (2005) ont par exemple réalisé une étude sur la population âgée de 25 à 55 ans à partir des données de l’enquête Emploi du temps 1999. Ils choisissent de limiter leur analyse aux personnes de moins de 55 ans pour éviter les biais institutionnels liés aux dispositifs de préretraite proposés à partir de cet âge. Ils montrent à partir d’un modèle d’équations simultanées que l’impact causal négatif d’une dégradation de la santé sur la probabilité d’être en emploi est observé dès le début de l’activité professionnelle. Jusot et al. (2006) ont mené à partir de l’enquête Santé et protection sociale de l’IRDES une analyse de causalité en mesurant, à quatre années d’intervalles, l’impact de la santé sur les sorties définitives de l’emploi (chômage et inactivité) pour une population âgée de 30 à 54 ans. Ils montrent que les personnes qui se déclarent en mauvaise santé ont un risque de sortie de l’emploi deux fois plus élevé que celles se déclarant en bonne santé.

11C’est cependant la population des plus de 50 ans qui fait l’objet de toutes les attentions. Cet engouement s’explique en partie par la montée en charge de la population du baby-boom et de la problématique de l’emploi des seniors. Chaque année en France, depuis 2006, environ 800 000 personnes atteignent l’âge de 60 ans (contre 500 000 précédemment). L’équilibre comptable des systèmes de retraite par répartition est ainsi mis à mal obligeant la plupart des pays à opérer des réformes paramétriques de leur système par l’augmentation de la durée de cotisation requise (France), le recul de l’âge de liquidation des droits à la retraite (France, Allemagne, Royaume-Uni) ou en introduisant des mécanismes actuariels (Suède et Italie). L’altération prématurée de l’état de santé et l’accès aux dispositifs de préretraites dédiées, de pensions d’invalidité ou encore d’arrêts maladie limitent la portée des mesures d’augmentation de la durée d’assurance et de recul de l’âge de la retraite sur l’équilibre des comptes de l’assurance vieillesse. Il est difficile de mesurer clairement ce qui relève de la santé et ce qui relève des dispositifs spécifiques de préretraite ou d’invalidité. Plusieurs études européennes soulignent que les écarts résiduels de taux d’emploi relèvent de fortes spécificités institutionnelles. Par exemple, Börsch-Supan (2007) montre que les disparités de recours aux dispositifs d’invalidité ne sont pas le fait de différences d’état de santé au niveau agrégé mais de différences de générosité des systèmes d’assurance dédiés. Barnay (2010) utilise l’enquête décennale sur la santé 2002-2003 pour décrire les dispositifs dont bénéficient les personnes en mauvaise santé après 50 ans pour cesser prématurément leur activité professionnelle. Ces personnes se portent sur des dispositifs dédiés à la reconnaissance d’un état de santé dégradé mais aussi, selon les critères d’éligibilité, sur d’autres dispositifs. S’appuyant sur plusieurs mesures de l’état de santé, ces résultats confirment un lien statistique entre limitations physiques et probabilité de travailler après 50 ans et montrent que la population masculine de plus de 55 ans au chômage mais ne recherchant pas d’emploi est significativement en plus mauvaise santé. Cela pourrait signifier que le dispositif de dispenses de recherche d’emploi (supprimé en 2008 en France) a été utilisé par des personnes en mauvaise santé pour sortir précocement du marché du travail.

12Derriennic et al. (2003) étudient le rôle de la santé et des conditions de travail sur l’emploi à partir des enquêtes de panel ESTEV de 1990 et 1995. La santé est approchée par des indicateurs de santé perçue et par différents examens lors de la visite médicale. La pénibilité physique, les horaires décalés, le travail répétitif sous contrainte de temps, le job strain (évalué par le modèle de Karasek [4]), le libre choix de sa profession et la latitude offerte pour faire un travail de bonne qualité constituent les différentes dimensions des conditions de travail prises en compte. De mauvaises conditions de travail (surtout chez les hommes) ou un état de santé dégradé en 1990 ont une influence négative sur la probabilité d’être en emploi en 1995. De même, la santé perçue est le facteur qui a la plus grande influence sur le risque de sortie d’emploi pour les hommes (risque deux fois plus élevé que lorsque la santé perçue est bonne).

13D’autres études portent sur les maladies les plus incapacitantes sur le marché du travail. Barnay et Debrand (2006), à partir des données européennes SHARE [5], montrent que, après contrôle de la limitation d’activité et de l’indice de masse corporelle, les maladies dont l’impact est le plus fort sur la probabilité d’emploi sont, pour les hommes, la fracture de la hanche, les accidents vasculaires cérébraux et le cancer, et, pour les femmes, les accidents vasculaires cérébraux, les maladies cardiaques et le diabète.

État de santé et âge de cessation d’activité

14Longtemps, les déterminants non monétaires du choix de départ à la retraite ont été occultés par des analyses financières stricto sensu visant à établir l’impact des modifications de barèmes de calcul des pensions (décotes liées à l’âge et taux de remplacement) sur l’âge de départ à la retraite. L’évaluation des dernières réformes de l’assurance vieillesse semble néanmoins réhabiliter une approche multicritère intégrant d’autres facteurs tels que l’état de santé ou la satisfaction au travail. Seules 50 % à 66 % des personnes concernées par l’accroissement de la durée de cotisation lié aux réformes de 1993 et de 2003 ont choisi de reporter leur départ au-delà de 60 ans (Bozio, 2006). L’inertie partielle des comportements de cessation d’activité s’explique par de fortes incitations à des départs anticipés (ou d’adhésion massive à des dispositifs spécifiques types « carrières longues »), une probable myopie des individus et une demande de travail fragile pour les plus de 50 ans. Cependant, l’état de santé (et aussi la satisfaction au travail [6]) apparaît comme un des déterminants les plus importants de l’âge réel de cessation d’activité. Plusieurs études ont mis en évidence ces causalités. Blanchet et Debrand (2007) montrent sur données européennes que pour les plus de 50 ans les variables non financières (en particulier de santé) ont un poids plus fort sur les comportements de cessation d’activité que les variables financières.

15Barnay (2005) recherche également les déterminants de l’âge de cessation d’activité, mais à partir de l’enquête complémentaire à l’enquête Emploi consacrée au passage à la retraite et aux conditions de vie des personnes âgées de 50 ans et plus. Par rapport aux personnes déclarant avoir cessé leur activité parce qu’elles avaient atteint l’âge de la retraite, le motif de santé lié à une longue maladie apparaît significativement associé à une cessation d’activité survenant cinq ans plus tôt, toutes choses égales par ailleurs. Les ouvriers qualifiés de type industriel et de la manutention, du magasinage et du transport anticipent même leur retrait d’activité de sept années lorsqu’il est causé par un problème de santé. L’étude de populations spécifiques permet de cibler les populations les plus exposées. Ainsi, Barnay et Briard (2009) cherchent à comprendre les comportements de départ en retraite des assurés du régime général nés en 1940 qui ont liquidé leurs droits sans justifier de la durée d’assurance requise (carrières incomplètes). Ils montrent que le départ en retraite précoce, à taux réduit ou au titre de l’inaptitude et de l’invalidité, est lié à une dégradation de la santé et qu’il existe des effets cumulatifs et des interactions avec la situation vécue sur le marché du travail (carrière professionnelle courte et problèmes de santé plus récurrents), en particulier en fin de vie active. Les mères de famille aux revenus modestes sont ainsi relativement plus nombreuses à être éligibles à des pensions d’inaptitude ou d’invalidité au moment de partir en retraite.

Sous-déclaration, sous-reconnaissance dans le système AT-MP et responsabilité des employeurs

19L’examen de la branche AT-MP traduit une explosion du nombre de maladies professionnelles (44 000 en 2007 contre moins de 10 000 en 1995), cependant ce chiffre est sous-évalué au regard de l’ensemble des atteintes professionnelles. La fréquence des accidents du travail ne diminue plus, contrairement à ce qui était constaté entre 1960 et 1990. De nombreux travaux en sociologie du travail et quelques-uns en économie montrent l’évolution concomitante des conditions de travail caractérisée par de nouvelles formes d’intensification du travail depuis les années 1990 (Gollac et Volkoff, 1996, 2006 ; Askenazy, 2005 ; Volkoff, 2008). Loin d’avoir disparu, ces contraintes se cumulent désormais avec de nouvelles formes d’exposition de nature psychosociale.

20En France, depuis la loi sur les accidents du travail de 1898 et la loi de 1919 sur les maladies professionnelles, l’indemnisation des victimes permet une visibilité partielle des atteintes à la santé liées au travail. Cependant, elle permet de rendre visibles uniquement les accidents déclarés et les maladies professionnelles reconnues par le système AT-MP, les cas n’ayant pas fait l’objet d’une demande ou dont la demande a été rejetée n’étant pas comptabilisés. La maladie professionnelle doit tout d’abord figurer dans l’un des tableaux des maladies professionnelles. La procédure de reconnaissance du caractère professionnel d’une maladie exige ensuite le strict respect de conditions d’éligibilité (durée d’exposition, délai de prise en charge…) [7]. L’actualisation de ces tableaux dépend du progrès des connaissances épidémiologiques et des négociations entre partenaires sociaux. Cette actualisation constitue ainsi un enjeu crucial pour la reconnaissance de nouvelles maladies. Cependant, cette mise à jour reste bien souvent très insuffisante et n’intervient que tardivement.

21Ces contraintes donnent lieu à un double phénomène de sous-déclaration et de sous-reconnaissance qui tend à réduire la part des coûts assumés par la branche AT-MP. Par exemple, le nombre de cas de cancers du poumon imputables à une exposition en milieu professionnel a été estimé par la méthode des fractions attribuables, classique en épidémiologie, entre 2 713 et 6 051 pour 1999 (Imbernon, 2003). Pour cette même année, seuls 458 cancers du poumon ont été reconnus et indemnisés par la branche AT-MP. Bien évidemment, la méthode des fractions attribuables utilisée par Imbernon ne représente elle aussi qu’une approximation de la réalité, puisqu’elle vise à estimer la part des cas qui aurait été évitée en l’absence de toute exposition aux facteurs de risque étudiés. Pour autant, la confrontation de ces deux nombres suggère la plausibilité de sous-déclarations. Sur la base d’études épidémiologiques internationales (Nurminen et Karjalainen, 2001 ; Rushton et al., 2008), le rapport Diricq (2008) estime qu’au minimum un cas de cancer professionnel sur deux, chez les hommes, n’aurait pas été reconnu en France en 2000, en restant dans le champ des substances cancérogènes reconnues par les tableaux de maladies professionnelles. Lorsqu’on retient la fourchette haute de ces études et un champ de cancérogènes plus large, le nombre incident de cancers professionnels chez les hommes en 2000 serait quatre fois plus élevé que le nombre de cancers professionnels reconnus. Malgré l’intégration des troubles musculo-squelettiques (TMS) dans les tableaux des maladies professionnelles, ce même rapport estime, sur la base des données fournies par le programme de surveillance des TMS de l’Institut de veille sanitaire (InVS), qu’à peine plus de la moitié des cas apparaissent effectivement dans les statistiques AT-MP. La disparité serait encore plus forte pour les cas d’asthme et de broncho-pneumopathies chroniques obstructives dans la mesure où seulement quelques centaines de cas sont reconnues par an alors que les études épidémiologiques estiment à plusieurs dizaines de milliers le nombre de cas imputables à une exposition professionnelle (Diricq, ibidem).

22La confrontation des données de l’enquête Conditions de travail aux statistiques de la branche AT-MP fait apparaître un écart de l’ordre de 25 % entre accidents reportés à l’enquête et accidents reconnus par l’assurance publique (Diricq, ibidem), concernant essentiellement les accidents sans arrêt de travail. À partir des données de cette même enquête, Askenazy (2006) confirme que la gravité de l’accident est associée à une meilleure déclaration. Si le type de contrat (CDD ou CDI) au moment de l’accident ne semble pas jouer de rôle dans la déclaration, en revanche, pour les salariés en CDI, le fait d’avoir connu dans l’année précédant l’enquête des périodes de CDD ou de chômage réduit la probabilité de déclarer l’accident. Une interprétation possible de ces résultats est que ces salariés, qui ont été embauchés récemment, sont en période d’essai et plus vulnérables au licenciement (Askenazy, 2006).

23De façon générale, la déclaration des accidents du travail et maladies professionnelles est déterminée par le cadre administratif et juridique mis en place en France. Les facteurs de risque psychosociaux, qui ne figurent pas dans les tableaux des maladies professionnelles et qui sont pourtant des risques avérés pour les maladies cardio-vasculaires et la dépression, ne constituent qu’une partie de l’iceberg des maladies professionnelles non prises en charge par la branche AT-MP.

24Ainsi, qu’il s’agisse des maladies d’origine professionnelle ou des accidents du travail, une partie de leurs coûts est directement prise en charge par la branche maladie de la Sécurité sociale. Ces imputations inadéquates donnent d’ailleurs lieu chaque année à un transfert financier de compensation de la branche AT-MP vers la branche maladie en fonction d’un rapport qui, tous les trois ans, évalue le coût de la sous-déclaration (Diricq, 2008). En 2008, le coût annuel de la sous-déclaration a été estimé entre 564,7 millions d’euros et 1,02 milliard d’euros (Diricq, ibidem). Le transfert réel pour cette même année était seulement de 410 millions d’euros. Il a cependant été fixé à 710 millions d’euros par an pour 2009 et 2010 à la suite des conclusions du rapport Diricq.

25La prise en charge par la Sécurité sociale de ces coûts ne signifie pas que cette opération soit neutre financièrement pour les entreprises. En effet, le financement de la branche AT-MP est assuré à plus de 90 % par les cotisations patronales globales (les dépenses de l’AT-MP s’élevaient en 2009 à 11,7 milliards d’euros). En échange des compensations financières versées aux salariés, les employeurs sont assurés, en vertu du principe établi en France par la loi de 1898 sur les accidents du travail, de ne pas être poursuivis pour faute. Ce principe devrait inciter les entreprises à davantage investir dans la préservation des conditions de travail mais les incitations semblent insuffisantes (Bras, 2007). Notamment, les modalités de calcul du taux brut des cotisations (c’est-à-dire la part la plus individualisée du taux de cotisation) n’incitent pas à la prévention. Le degré d’individualisation du taux brut est croissant avec la taille de l’établissement (Cour des comptes, 2002). On observe une relation décroissante entre taille de l’établissement et fréquence des accidents du travail qui peut s’expliquer par la réduction et même la disparition d’aléa moral entre l’entreprise et l’assureur lorsque la taille de l’établissement augmente (Trontin et Béjean, 2004). Une plus grande individualisation des cotisations pourrait ainsi réduire l’aléa moral et inciter les employeurs à davantage d’efforts de prévention [8]. Bras préconise de mettre en place une tarification au niveau de l’entreprise et non plus de l’établissement afin d’accroître les incitations à la prévention des accidents avec arrêt. Cette nouvelle tarification serait basée sur une part individuelle accrue dont le calcul serait fondé sur un système de forfaits calibrés de manière à accroître les incitations à la prévention des accidents avec arrêt. La part mutualisée qui permet d’assurer l’équilibre du système verrait sa proportion se réduire. Le récent décret du 5 juillet 2010 a accru le poids de la tarification individuelle en abaissant le seuil de son application de 200 à 150 salariés, et retenu l’idée du forfait, en mettant en place un coût moyen par type d’accident dans le calcul du taux individuel.

26La sous-déclaration et la sous-reconnaissance créent par conséquent un phénomène d’invisibilité des cas (Gollac et Volkoff, 2006 ; Thébaud-Mony, 2006 ; Serrier et al., 2009), qui constitue un obstacle à la mesure précise des effets de l’exposition à un facteur de risque sur la santé des salariés à l’échelle nationale. Par conséquent, les données produites par la branche AT-MP sont peu opérantes comme outil d’aide à la décision pour l’orientation des politiques publiques en matière de santé au travail. Dans ce contexte, des évaluations économiques s’appuyant sur des données alternatives et focalisées sur les impacts des conditions de travail sur la santé et sur leurs coûts produisent des résultats empiriques particulièrement pertinents.

Les analyses économétriques des liens entre conditions de travail et santé

27L’objectif de ces études est de saisir l’influence des conditions de travail sur les indicateurs de santé (absentéisme ou consommations de soins), toutes choses égales par ailleurs.