Durée d arrêt de travail, salaire et Assurance maladie : application microéconomique à partir de la base Hygie

Transcription

1 Document de travai Working paper Durée d arrêt de travai, saaire et Assurance maadie : appication microéconomique à partir de a base Hygie Mohamed Ai Ben Haima (Irdes) Thierry Debrand (Irdes) DT n 42 Septembre 2011 Reproduction sur d autres sites interdite mais ien vers e document accepté : Institut de recherche et documentation en économie de a santé IRDES - Association Loi de rue Vauvenargues Paris - Té. : Fax :

2 Institut de recherche et documentation en économie de a santé 10, rue Vauvenargues Paris Té: Fax: E-mai: pubications@irdes.fr Directeur de pubication : Yann Bourguei Conseiers scientifiques: Mohamed Ai Ben Haima, Juien Mousquès, Nicoas Sirven Secrétariat de rédaction : Franck-Séverin Cérembaut - Anne Evans Maquettiste : Khadidja Ben Larbi Diffusion: Suzanne Chriqui, Sandrine Bequignon Les jugements et opinions qui pourraient être exprimés dans ce document de travai n engagent que eurs auteurs et non Irdes.

3 : appication microéconométrique à partir de a base Hygie Mohamed Ai Ben Haima, Thierry Debrand Septembre 2011 Résumé L objectif de cet artice est de mettre en évidence a reation entre a durée d arrêt de travai, es saaires et Assurance maadie. Nous présentons une réécriture du modèe déveoppé par Aen (1981), en tenant compte des spécificités du modèe français. Les propriétés d équiibre du modèe montrent qu i existe une indétermination de effet du saaire sur a durée de arrêt de travai et que es règes de Assurance maadie modifient aussi a durée d arrêt de travai. Cette propriété est soumise à estimation économétrique en utiisant a base de données Hygie, construite à partir de a fusion de différents fichiers administratifs de saariés du secteur privé en France en 2005, qui permet de prendre en considération : es reations " empoyeurs/empoyés ", impact des caractéristiques des entreprises sur a santé de eurs empoyés mais aussi es interactions entre a santé et e travai. Nous estimons un modèe à hasard proportionne à temps discret en tenant compte de hétérogénéité inobservée sur échantion des hommes et des femmes. Afin de ever indétermination du saaire sur a durée d arrêt de travai, quatre niveaux sont mobiisés : e niveau actue du saaire, e taux d évoution depuis e début de a carrière saariae (rendement de éducation), a progression sur es deux dernières années (récompense monétaire) et e saaire d efficience. Les résutats des estimations montrent que e saaire actue a un effet négatif sur a durée d arrêt de travai. En revanche, une forte progression saariae de ong terme tend à réduire a durée d arrêt de travai pour es hommes et à a raonger pour es femmes. De pus, es différentes modaités de Assurance maadie sembent modifier es comportements des saariés concernant es arrêts de travai. Mots-cés : Durée d arrêt de travai, Absences au travai, Niveaux de saaire, Modèe de durée à temps discret. JEL : I18, J22, J31, C41 La base de données Hygie, utiisée dans cet artice, a été construite à initiative de Irdes à aide des données fournies par a Caisse nationae d assurance vieiesse (Cnav) et de a Cnam-TS avec un financement de a Drees. Nous remercions es participants aux 28 èmes journées de microéconomie appiquée (JMA),au 51 e congrès de a Société canadienne de science économique (SCSE), au séminaire Irdes et, en particuier, Miche Grignon, Benoît Dostie et Forence Chappert pour eurs commentaires et suggestions. Les auteurs demeurent responsabes des erreurs et omissions éventuees. Auteur pour correspondance: E-mai: benhaima@irdes.fr. Institut de recherche et documentation en économie de a santé (Irdes), 10 rue Vauvenargues Paris. Institut de recherche et documentation en économie de a santé (Irdes). 1

4 Duration of sick eaves, income and heath insurance : A microeconometric appication from database Hygie Abstract The aim of this artice is to estabish the reationship between the duration of sick eaves, income and heath insurance. The anaysis is based on a modified version of the mode deveoped by Aen (1981), taking into account the specificity of the French mode. The mode s equiibrium properties indicate an indeterminate effect of wages on the duration of sick eaves, and that Nationa Heath Insurance rues equay modify their duration. This property was subject to an econometric estimation using the Hygie database, constructed from the merger of different administrative fies concerning private sector empoyees in France in It aows the empoyer/empoyee reationship to be taken into consideration, together with the impact of company characteristics on the heath of their empoyees and the interactions between work and heath. Estimations are carried out using a discrete time proportiona hazard mode aowing for unobserved heterogeneity in the mae and femae sampes. In order to remove the indeterminate wage effect on the duration of duration of sick eaves, four eves are taken into account: the current wage eve, wage progression since the beginning of the career (return on education), wage increases over the ast two years (monetary recompense) and the efficiency wage. Estimation resuts show that current wage has a negative effect on the duration of sick eaves. On the contrary, high wage increases over the ong-term tends to reduce the duration of sick eaves among men and to increase them among women. Moreover, the different Heath Insurance modaities appear to modify empoyee behaviours concerning work absences. Keywords : Duration of sick eaves, Work absence, Wage eve, Discrete time duration mode. JEL: I18, J22, J31, C41 Document de travai n o 42 - IRDES 2

5 Introduction En Europe, seon enquête européenne sur es conditions de travai de 2005, 23 % des saariés ont connu une période d absence au travai pour raisons de santé. Ces arrêts de travai engendrent aussi bien des coûts directs et indirects pour es systèmes de protection sociae que pour es entreprises et pour es saariés. Chaupain-Guiot et Guiot (2010) estiment à aide des données d Eurostat que, pour année 2004 dans es pays de Union européenne (UE) des 15, es dépenses iées à indemnisation des arrêts de travai pour maadie correspondent à 90 miiards e, soit quasiment 1 % du Produit intérieur brut (PIB) de ces pays. Pour a France, en 2008, e montant versé au titre des indemnités journaières par Assurance maadie obigatoire s éève à 11,3 miiards d euros. I se décompose en 54 % pour a maadie, 24 % pour a maternité et 22 % pour es accidents du travai, soit pus de 5 % des dépenses de santé. Ce montant évoue en fonction de a situation économique, du contexte régementaire et des épisodes épidémiques (état grippa, gastroentérite... ). Entre 1995 et 2003, e montant tota des indemnités journaières a crû de 4,3 %, aors qu i diminuait de 0,5 % en moyenne entre 2003 et Depuis 2008, e montant des indemnités a tendance à repartir à a hausse. Outre es évoutions temporees et différents facteurs expicatifs, es arrêts de travai sont marqués par une très grande hétérogénéité géographique (Ben Haima, Debrand et Regaert, 2011). Les indemnités journaières 1 maadie sont expression assurantiee de a question de absentéisme pour raison de santé traitée de ongue date en économie du travai (Brown et Sessions, 1996). Les différentes recherches économiques sur absentéisme peuvent être regroupées en trois courants (Afsa et Givord, 2009). Le premier ensembe s inscrit dans es travaux cassiques autour du modèe d arbitrage travai-oisir (Aen, 1981). Les saariés maximisent eur utiité sous contrainte budgétaire. Is ajustent eur temps d absence en fonction de eur perte saariae ou de a sanction financière associée à absence de eur saaire et de eur revenu tota. Le second courant fait appe au modèe proposé par Shapiro et Stigitz (1984) qui distingue utiité de travaier et utiité d être absent. Les saariés décident du niveau d effort qui eur assure un niveau de saaire maximisant eur utiité. L absentéisme peut donc correspondre à a différence entre effort fourni et e temps de travai prévu. L empoyeur étant dans impossibiité d appréhender ensembe des caractéristiques du saarié et es raisons de arrêt de travai pour maadie (non connaissance de a fonction d effort et de état de santé), i fait face au probème cassique d aéa mora. Le troisième courant de a ittérature économique essaie de réintroduire a notion d état de santé comme variabe décisive dans a prise d arrêts de travai. Sans être totaement absent des deux premiers courants (voir par exempe, Aen, 1981 ; Barmby, Sessions et Trebe, 1994), cette dimension n est pas au cœur de eur paradigme. L absence pour raisons de maadie ne devient pus un choix des individus (arbitrage travai-oisir ; fonction d effort) mais peut être a conséquence d un état de santé dégradé, soit par a maadie, soit par des conditions de travai néfastes 2 (Ose, 1 La Cour des Comptes dans son rapport sur a Sécurité sociae de 2006 indiquait que " es fortes différences territoriaes existantes qui varient toujours dans une proportion de 1 à 3 ne peuvent guère être expiquées par a structure socioprofessionnee de a popuation active des départements ". 2 Ces conditions de travai peuvent être compensées par une rémunération pus importante (Rosen, Document de travai n o 42 - IRDES 3

6 2005). Grignon et Renaud (2007) proposent de dissocier es arrêts de travai, conséquence d un choix des saariés (aea-mora ex post ), et ceux dus aux conditions de travai, donc de a responsabiité de empoyeur, en contrôant par état de santé (aea-mora ex ante ). Les modèes proposés ci-dessus tentent d appréhender offre de travai des saariés. I ne faut pas oubier que absentéisme perturbe a demande de travai des entreprises (Aen, 1983) et peut aussi engendrer des coûts importants (perte de production, coûts d ajustement). Ces trois courants mettent en avant importance du saaire et de a rémunération dans a décision des agents concernant absentéisme au travai. Notre propos vise à approfondir a reation entre e saaire et a durée de arrêt de travai (Leigh, 1991 ; Barmby, Orme et Trebe, 1995). Toutefois, comme e montre Aen (1981), i sembe exister une certaine indétermination de effet du saaire sur absentéisme et sur a durée de absence. I est donc nécessaire de revenir sur a notion de saaire. Les empoyés ne s intéressent pas uniquement au niveau instantané de eur rémunération, d autres dimensions peuvent intervenir. En effet, es théories économiques du marché du travai qui tentent de comprendre es interactions entre participation au marché du travai et saaire sont nombreuses. Les quatre arguments principaux sont généraement : e niveau actue du saaire, e taux d évoution depuis e début de a carrière saariae (rendement de éducation), a progression sur es deux dernières années (récompense monétaire) et e saaire d efficience. De pus, e système d assurance maadie, en se substituant au saaire, vient diminuer a perte financière iée à absence. I ne faut pas oubier que d autres facteurs interviennent dans cette reation. Ainsi, nombre de travaux mettent en avant a diversité des facteurs individues expicatifs de arrêt de travai pour maadie : e genre (Aen, 1981 ; Bridges et Mumford, 2001 ; Ose, 2005), âge (Barmby et Stephan, 2000) ou encore es conditions de travai (Wiard et Vassenko, 1984 ; Case et Deaton, 2003). Dès ors, en partant du modèe déveoppé par Aen (1981), nous revenons sur a reation particuière entre saaire, protection sociae et absentéisme. Nous déveoppons un ensembe d anayses sur a reation entre es différents niveaux de saaire, e rôe de Assurance maadie et a durée de arrêt de travai. La première partie propose une réécriture du modèe d Aen en tenant compte des spécificités du modèe français. Dans a seconde partie, nous présentons a base de données Hygie et une première anayse non paramétrique pour mettre en avant es déterminants de a durée des arrêts de travai. La troisième partie présente a méthode économétrique, modèe à hasard proportionne à temps discret. Enfin, nous anaysons es déterminants de a durée des arrêts de travai séparément pour es hommes et es femmes. Modèe théorique Le modèe théorique sur eque nous fondons notre anayse est basé sur e modèe d arbitrage entre travai et oisir proposé par Aen (1981). Dès ors, chaque saarié a a possibiité d arbitrer entre une consommation de biens et une consommation de oisir, cette dernière 1974). Document de travai n o 42 - IRDES 4

7 étant définie comme e temps qui n est pas consacré au travai. L arbitrage entre consommation et oisir est représenté à aide d une fonction d utiité quasi-concave propre à chaque individu, soit U(C, L), où C et L désignent respectivement es consommations de biens et de oisirs. En admettant qu un travaieur dispose d une dotation totae de temps T, aors e temps de travai prévu entre empoyeur et empoyé, appeé temps contractue, est donné par t c = t t. Nous supposons aors qu un individu désirant consommer e pus possibe de biens et de oisirs, sa fonction d utiité est croissante avec deux arguments. L absence d un travaieur engendre soit des coûts suppémentaires, puisque e travaieur absent devra être rempacé, soit une perte de production, s i est rempacé par un saarié moins productif, voire non rempacé. Ainsi, en cas d absence non prévue, e saarié s expose à des sanctions autres que es pertes en termes de rémunération. Soit (S) es sanctions subies par e travaieur pour chaque période d absence non justifiée. Dans a pratique, cette sanction peut se traduire par une moindre probabiité de recevoir une promotion ou une augmentation de saaire, ainsi que par un risque accru de icenciement. S = S(t a ); S 0, S 0, S(0) = 0 (1) avec t a désigne e temps d arrêt de travai. Le programme du saarié Les revenus d un individu proviennent de son activité en tant que saarié et de son activité en dehors du marché du travai. Si on désigne par w e saaire horaire rée, es revenus saariaux s éèvent à wh. Les revenus du capita, de transferts ou d activités non décarés ou une partie du revenu du conjoint sont notés par e scaaire R. Nous supposons que e prix des biens consommés est normaisé à unité. Soit s L une variabe égae à un si e travaieur est indemnisé à 100% en cas d arrêts de travai 3 et inférieur à un sinon. Ainsi a contrainte budgétaire de agent prend a forme : C + S(t a ) = w (t c (1 s L ) t a ) + R. (2) Les saariés ont une contrainte temporee déjà définie qui s écrit : t t c t = 0, (3) avec t représente e temps de oisir orsque e temps d arrêt de travai t a = 0; sinon t a + t = L. Le programme du travaieur s écrit aors : Max U(C, L) s.c C + S(t a ) = w (t c (1 s L ) t a ) + R. 3 Vistnes (1997) et Dionne et Dostie (2008) font hypothèse que s L est une variabe binaire : indemnisation totae versus non indemnisation Document de travai n o 42 - IRDES 5

8 En désignant par U L et U C es dérivées partiees de a fonction d utiité U, en utiisant es conditions du premier ordre, nous obtenons : U L (w(1 s L ) + S ) U C = 0, (4) ainsi T MS = U L(C, L ) U C (C, L ) = w(1 s L) + S, avec C = w (t c (1 s L ) t a ) + R S(t a ). Le taux margina de substitution définit e saaire de réserve à partir duque agent détermine es conditions de participation au marché du travai. Si e saaire courant est inférieur au saaire de réserve (w(1 s L ) + S ), agent n offre pas de temps de travai ; s i est supérieur, aors e saarié sera prêt à offrir une quantité positive d heures de travai t c. Offre de travai Pour une soution intérieure (4), a demande de oisir et donc d arrêt de travai pour maadie t a est impicitement définie par es reations (Cahuc et Zyberberg,2001) : ( w(1 sl ) + S ) U C [w(t c (1 s L )t a ) + R S(t a ), L] (5) U L [w(t c (1 s L )t a ) + R S(t a ), L] = 0. Cette équation définit impicitement t a en fonction de (w, R, t c, S). Notons Λ(w, R, t c, S) = t a cette fonction. En utiisant es dérivées partiees de (5) et en appiquant a rège de Cramer (Cahuc et Zyberberg, 1996), nous obtenons : dt a [ ( w(1 s L ) + S ) 2 UCC + 2 ( w(1 s L ) + S ) U CL U LL ] + dw [ (1 s L ) U c + ( w(1 s L ) + S ) (t c (1 s L )t a ) U CC (t c (1 s L )t a ) U CL ] + dr [( w(1 s L ) + S ) U CC U CL ] + dtc [ w ( w(1 sl ) + S ) U CC wu CL ] + ds [ ( w(1 s L ) + S ) U CC + U CL ] = 0 (6) En rempaçant a vaeur de w définie par (4), soit w(1 s L ) + S = U L /U C, dans (6), nous obtenons es expressions des dérivées partiees de a fonction Λ : t a R = UCLUC UCCUL U L 2U CL U LL ( UC U L ) U CC ( UL U C ) (7) D après a propriété de a quasi-concavité de a fonction d utiité (cf. annexe 1), e dénominateur 2U CL U LL ( UC U L ) U CC ( UL U C ) est positif. t a / R est donc du signe de U CL U C U CC U L. t a / R est positive si, et seuement si, absence décarée en tant Document de travai n o 42 - IRDES 6

9 qu arrêt de travai est un bien norma : t a est croissant en fonction de R. Aen (1981) et Dionne et Dostie (2008) considèrent dans eurs modèes théoriques que arrêt de travai n est pas un bien inférieur et que individu a tendance à augmenter sa consommation d arrêts de travai avec a hausse de son revenu non saaria R. Dès ors, t a / R est négative. ( t (t a c (1 s L )t a ) UCL U C U CC U L w = U L ) (1 s L ) U C ( UC U L ) 2U CL U LL ( UC U L ) U CC ( UL U C ) (8) Un accroissement du saaire (8) entraîne un effet de revenu et un effet de substitution correspondant respectivement au premier et au second terme du numérateur du membre de gauche. Pusieurs cas se présentent : Si e oisir est un bien norma et que individu bénéficie d un remboursement compet en cas d arrêt de travai (s L = 1), t a / w a un signe positif. Si e oisir est un bien norma et que individu ne bénéficie pas d un remboursement compet en cas d arrêt de travai (s L < 1), t a / w a un signe ambigu. Si e oisir est un bien inférieur et que que soit e remboursement de individu en cas d arrêt de travai ( s L 1 ), t a / w a un signe négatif. Nous considérerons par a suite que e oisir est un bien norma ; c est-à-dire que sa consommation augmente en fonction du revenu. t a t c = w U CLU C U CC U L U L 2U CL U LL ( UC U L ) U CC ( UL U C ) > 0 (9) L examen de équation (9) montre que effet d une augmentation du temps de travai contractue a pour effet d accroître e temps d arrêt de travai (considéré ici comme un bien norma). t a S = UCLUC UCCUL U ( ) L ( ) < 0 (10) 2U CL U UC LL U L U UL CC U C L examen de équation (10) montre que tout accroissement de a sanction a pour effet de réduire e temps d arrêt de travai (considéré ici comme un bien norma). Les résutats de statique comparative sous hypothèse que arrêt de travai est un bien norma et une indemnisation partiee sont es suivants : Tabe 1: Propriétés de statique comparative des conditions d équiibre du modèe w R t c S variabe endogène t a +/ + + Document de travai n o 42 - IRDES 7

10 Saaire et assurance Nous aons nous concentrer sur deux ééments déterminants de arrêt de travai pour maadie : e saaire et a sanction. Ces deux ééments ne sont pas antagonistes. En effet, une moindre rémunération, une moindre évoution de saaire peuvent être une conséquence de a prise d arrêts de travai. Nous aons tester par a suite es quatre arguments principaux précités : Le niveau actue du saaire : montant annue du saaire w t. Le taux d évoution depuis e début de a carrière saariae (rendement de éducation) : Nous aons cacuer e taux de croissance du saaire depuis e début de a carrière saariae, w 0 et n est a durée de a carrière saariae. I est cacué comme suit : r = ( wt La progression saariae sur es deux dernières années : w 0 ) 1 n 1 (11) = w t w t 1 (12) Le saaire reatif ou une première approche du saaire d efficience. En effet, seon Ichino et Maggi (2000) : "efficiency-wage effects à a Shapiro and Stigitz (1984) can be seen as oca-attribute effects: the idea is that the propensity to shirk shoud be ower where oca unempoyment is higher and where the firm s wage premium reative to oca wages is higher". Nous déterminons a position saariae reative d un saarié par rapport à a moyenne des saaires dans e même département et dans e même secteur d activité. i = 1,..., I : es individus, j = 1,..., J : es départements, a = 1,..., A : es secteurs d activité, w ija : saaire de individu i appartenant au département j dans e secteur a. Nous cacuons e saaire reatif de individu i en comparant sa situation (w ija ) à a situation moyenne des saariés appartenant au même secteur a dans e même département j : W R jk = w ija w i ja (13) Pour tenir compte des spécificités du système français en matière d assurance santé et donc de couverture de a perte financière iée à un arrêt de travai, nous introduirons, en pus des variabes contrôant de état de santé tees que e fait d être en maadie de ongue durée et d avoir été en arrêt de travai année précédente, e fait de dépendre du régime d Asace Mosee (Chemin et Wasmer, 2008). En effet, dans e reste de a France, en absence de dispositions pus favorabes de a convention coective de son entreprise, Document de travai n o 42 - IRDES 8

11 un saarié maade perçoit es indemnités journaières de a Sécurité sociae à partir du 4 e jour d arrêt de travai. Les trois premiers jours n ouvrant droit à aucune rémunération sont communément appeés " déai de carence ". L indemnité journaière est égae au maximum à 50 % du saaire journaier de base dans a imite du pafond de a Sécurité sociae. Ce n est qu à compter du 4 e jour d absence, et uniquement si e saarié compte trois ans d ancienneté, que empoyeur est tenu de verser un compément de saaire permettant au saarié de bénéficier d une indemnisation totae équivaant à 90 % de son saaire brut habitue. La situation est totaement différente pour es saariés travaiant en Asace Mosee. Les empoyeurs doivent maintenir intégraement a rémunération nette des saariés dès e 1 er jour d arrêt de travai et ce, quee que soit eur ancienneté. Les individus atteints d une maadie chronique reconnue au titre des affections de ongue durée (ALD) sont couverts à 100 % pour es dépenses reatives à cette affection. Le régime des ALD n est pas un concept médica mais médico-administratif. Son objectif est d une part économique, afin de pouvoir neutraiser es dépenses " catastrophiques " iées à a maadie, et d autre part médica, pour assurer un meieur suivi des maades reconnus en ALD. La iste des maadies reconnues ne recense pas toutes es maadies graves et onéreuses mais putôt cees dont a thérapeutique peut être coûteuse et e traitement proongé. L admission de patients au titre de ALD augmente chaque année de 3,5 % (Païta et Wei, 2009). Ce régime génère actueement 62,3% des remboursements de Assurance maadie aors que seus 14,6% des assurés sont concernés, soit 8,3 miions de personnes (Païta et Wei, 2008) et représentera pus de 70% des dépenses en 2015 (Obrecht, 2009). Base de données et anayse non paramétrique Base de données Notre étude repose sur des données provenant de a fusion de deux fichiers administratifs, c est-à-dire un fichier des données issues de Assurance maadie (Cnamts) et autre de Assurance vieiesse (Cnav). Nous disposons ainsi d une base de données ayant des informations sur es bénéficiaires, eurs carrières professionnees, eurs consommations médicaes, eurs arrêts de travai, e contexte professionne du saarié, ainsi que queques caractéristiques des étabissements qui es empoient. Grâce à cette base (nommée Hygie), nous pouvons étudier es reations entre a santé, e travai, a carrière professionnee et es caractéristiques de entreprise. Kuhn, Laiver et Zweimüer (2009), sur à partir de données autrichiennes, utiisent une base simiaire pour étudier impact de a conjoncture économique sur es dépenses de santé. Jusqu à présent, i n existait pas en France de base de données permettant d étudier conjointement ces différentes dimensions. Les données de a Cnav sont e point d entrée pour a création de a base Hygie. En effet, a Cnav constitue un échantion (tirage aéatoire) de bénéficiaires à partir des fichiers du Système nationa de gestion des carrières (SNGC) qui regroupe ensembe des saariés du secteur privé en France et du Système nationa statistique prestataires (SNSP) qui regroupe ensembe des retraités du secteur privé en France. Le SNGC Document de travai n o 42 - IRDES 9

12 permet d extraire es informations inhérentes à a carrière des bénéficiaires et e SNSP d avoir des informations sur eur retraite. Ces deux fichiers nous permettent d obtenir des informations individuees tees que a date de naissance, e sexe, etc. Cet échantion est apparié aux données maadie de a Cnamts issues du Système nationa d information inter régime de Assurance maadie (Sniir-am). Nous avons ainsi de information sur ensembe des remboursements effectués par es régimes de Assurance maadie. La Cnamts nous fournit aussi des informations sur étabissement des bénéficiaires. Nous avons donc des informations caractérisant empoyeur. Dès ors, i s agit d un fichier représentatif des saariés du secteur privé en France avec des informations précises sur es saariés, eur entreprise et eur consommation médicae. Le champ des études potentiees avec cette base de données est très arge. Nous nous situons à a frontière des études " empoyeurs/empoyés " sur e marché du travai (Abowd, Kramarz et Woodcock, 2008 ; Hatiwanger et a.., 1999), des études sur es impacts des caractéristiques des entreprises sur a santé de eurs empoyés (Kuhn, Laiver et Zweimüer, 2009 ; Browning et a., 2006) et des études sur a reation santé et travai (Bound, 1991 ; Strauss et Thomas, 1998). Cette base de données est particuièrement appropriée pour étudier es déterminants des arrêts de travai car ee nous fournit tous es épisodes d arrêts de travai pris par ensembe des individus de notre échantion. Dans a base de données Hygie, on dispose de information si cet épisode d arrêt de travai n est pas terminé au moment de enquête. Aussi, dans anayse qui suit, on tient compte de a censure à droite des individus puisque certains sont encore maades et continuent à bénéficier d un arrêt de travai. L unité de temps retenue pour a mesure de a durée de arrêt de travai est e jour et a période d observation est année Les durées d arrêts de travai de notre étude appartiennent à intervae [1, 90]. Nous avons choisi de travaier sur es durées inférieures à 90 jours pour deux raisons. Premièrement, au-deà de 90 jours, Assurance maadie effectue systématiquement des contrôes qui obigent individu et son médecin à davantage justifier es causes de cet arrêt 4. Cea devrait avoir comme conséquence une imitation de aéa mora ex post. Deuxièmement, es durées d arrêts de travai ongues sont très peu fréquentes (7 %). Ainsi, notre échantion fina est composé de épisodes d arrêts de travai dont 5 % sont censurés à droite. L anayse des épisodes d arrêts de travai seon e genre montre que respectivement, pour es hommes et es femmes, 5,2 % et 4,8 % des épisodes d arrêts de travai sont censurés à droite. La répartition des individus par âge (cf. tabeau 2) correspond à a pyramide des âges des saariés du secteur privé en France. 33,8 % sont âgés de 25 à 34 ans. Les proportions diminuent avec augmentation de âge. Les ans représentent seuement 9,5 % de a popuation. Cette dynamique est simiaire si nous considérons uniquement échantion des femmes. En effet, 36,3 % ont entre 25 et 34 ans aors qu i n y a que 9,1 % de Le service médica de a caisse peut effectuer es contrôes suivants : contrôer es arrêts de travai continus, y compris ceux de courte durée, ou es arrêts de travai répétitifs, convoquer assuré pour un examen par e médecin consei de a caisse en cas de constatation de nombreuses prescriptions d arrêts de travai. Lorsque arrêt de travai dépasse trois mois, e médecin consei de a caisse, en iaison avec e médecin traitant, peut soiciter e médecin du travai pour avoir son avis sur a reprise du travai de assuré. Document de travai n o 42 - IRDES 10

13 ans. L échantion des hommes ne présente pas a même dynamique, 31,2 % des hommes ont entre 25 et 34 ans et 32,4 % entre 35 et 44 ans. Les trois quarts (75,3 %) des saariés sont entrés sur e marché du travai avant d avoir 22 ans. I est important de noter que a popuation entrant sur e marché du travai à pus de 27 ans (6,8 %) est particuière. I peut en effet s agir de travaieurs ayant fait de très ongues études, mais aussi de personnes n étant jamais entrées sur e marché du travai pour diverses raisons et y revenant bien des années après (par exempe es mères au foyer) ou encore de nouveaux entrants sur e territoire. 32,5 % des hommes entrent sur e marché du travai avant d avoir 18 ans contre 24,2 % des femmes. Que que soit e genre, c est entre 19 et 22 ans que es individus entrent e pus sur e marché du travai (44,9 % vs 49,1 %). 77,5 % des individus de échantion travaient à temps compet. Les hommes travaient pus à temps compet (87,2 %) que es femmes (68,3 %). Les individus bénéficiant du régime Asace Mosee représentent 5,5 % de échantion goba. Cette proportion ne varie pas si on considère un échantion mascuin ou féminin. En ce qui concerne es données de santé, 6,7 % des travaieurs ont eu au moins un épisode d arrêt de travai en I existe des différences importantes seon e genre. Dans notre échantion de femmes, 8,1 % ont eu un arrêt en 2004 contre seuement 5,2 % chez es hommes. 10,3 % des individus ont une ALD. Nous constatons que es hommes sont pus touchés par es ALD puisque que 11,7 % en ont une contre seuement 9 % des femmes. La répartition des individus seon a taie de entreprise varie peu, que on considère échantion goba ou es échantions par genre. 26,2 % des individus appartiennent à des entreprises de 50 à 199 saariés, contre 27,6 % pour échantion des hommes et 26,8 % pour échantion des femmes. Quatre grands secteurs ressortent de notre base de données : industrie (27 %), immobiier (15,6 %), commerce (14,3 %) et santé (11,1 %). La répartition des hommes et des femmes seon es secteurs est très différente. Sur notre échantion d hommes, 35,5 % travaient dans industrie manufacturière contre 18,8 % dans échantion de femmes. Les trois autres secteurs sont bien moins représentés, 12,6 % pour e commerce, 13,9 % pour immobiier et seuement 4,4 % pour a santé. La répartition dans échantion des femmes est pus homogène avec 17,6 % pour a santé, 17,3 % pour immobiier et 15,8 % pour e commerce. La durée moyenne d un arrêt de travai est de 15 jours (cf. tabeau 3). 25 % (1 er quartie) des individus ont une durée d arrêt de travai inférieure à 5 jours et 25 % (3 e quartie) supérieure à 17 jours. L anayse seon e genre (cf. tabeau 4 et tabeau 5), montre que es femmes ont une durée moyenne d arrêt de travai de 15,6 jours contre 14 jours pour es hommes. En moyenne, e taux de chômage est de 9,58 %. (1 er quartie = 8,5 % ; 3 e quartie = 10,9 %). Le taux de nataité moyen atteint 12,7 % (1 er quartie = 11,5 % ; 3 e quartie = 13,9 %). Le saaire moyen trimestrie 5 est de e (4716 e 5 Nous avons choisi d utiiser e saaire trimestrie à a pace du saaire annue qui est éga au saaire annue divisé par e nombre de trimestres cotisés au régime généra. Ceci permet de réduire es grandes variations de saaires annues entre es individus n ayant pas cotisé 4 trimestres (1,5 % de notre échantion) Document de travai n o 42 - IRDES 11

14 pour es femmes ; 5687 e pour es hommes), a variation moyenne de saaire entre (t + 1) et (t) est de 9,9 % (11,2 % pour es femmes ; 7,9 % pour es hommes). Les bénéficiaires étant dans e premier quartie ont une variation de saaire négative (-2,3 %). L indice de progression saariae annue moyen est de 6,7 % (6,3 % pour es femmes ; 6,8 % pour es hommes). Anayse non paramétrique de a durée de arrêt de travai Dans notre anayse, a durée d arrêt de travai est mesurée depuis un événement initia commun à tous es individus. L événement initia correspond à a date de décaration d arrêt de travai pour ensembe des individus de notre échantion. L événement de sortie correspond à a date de fin de cet arrêt de travai. L anayse de a durée d arrêt de travai menée sur échantion goba à partir du cacu du taux de survie dans état de maadie (cf. tabeau 6) montre que 96,8% survivent jusqu au 4 e jour et presque a moitié des individus (49,7 %) a des durées d arrêts de travai supérieures à 9 jours. Au-deà d un mois d arrêt de travai, seus 15% des individus e restent. La majorité des durées d arrêt maadie sont donc courtes et es ongues représentent une faibe part dans notre échantion. Pour compéter cette anayse descriptive de échantion, nous avons estimé a fonction de survie 6 dans état d arrêt de travai en appiquant anayse non paramétrique proposée par estimateur de Kapan-Meier seon pusieurs variabes individuees : genre, temps de travai, avoir une ALD, régimes assuranties (Asace Mosee et autres). L estimation de a fonction de survie indique a probabiité de survie en arrêt de travai pour es hommes et es femmes (cf. figure 1). Les deux estimations non paramétriques montrent que pus a durée de arrêt de travai est ongue, pus a probabiité que cette durée s aonge est faibe pour es hommes et es femmes. Les fonctions de survie pour es deux sexes subissent une forte décroissance : 75 % des femmes et 85 % des hommes ont une probabiité d avoir un épisode d arrêt de travai supérieur à 5 jours. La fonction de survie des femmes est toujours située au-dessus de cee des hommes 7. Cependant, a probabiité de survie des hommes et des femmes est presque égae pour es 3 premiers jours, mais au-deà, ce sont es femmes qui survivent pus ongtemps dans arrêt de travai que es hommes 8. 6 La distribution des probabiités de durées T peut être spécifiée par a fonction de répartition F (t) = P (T < t) ee représente a probabiité que a durée d arrêt de travai dure au moins de t périodes. La fonction de survie est définie par : S (t) = 1 F (t) = P (T t) ; S (t)désigne a probabiité que T ne soit pas encore achevée après t unités de temps. 7 Un test de Wicoxon a été réaisé aussi pour tester égaité des deux fonctions de survie (hommes / femmes). La vaeur du test chi2(1) = permet de rejeter hypothèse nue et acceptation de a différence significative entre es deux fonctions de survie. 8 Un test d homogénéité de ces deux distributions revient à un test de comparaison de variance entre es deux distributions des hommes et des femmes. Ce test revient donc à cacuer e ratio d homogénéité R = V ar[homme]/v ar[f emme] sous es hypothèses H 0 : R = 1 contre H 1 : R 1. Ce ratio suit une oi de Fisher de degrés de iberté N Homme 1 et N F emme 1. D après ce test de comparaison de variance, on rejette hypothèse d égaité de variance au seui de 5 %. Donc, es différences observées dans es estimations non paramétriques entre es hommes et es femmes sont bien significatives. Document de travai n o 42 - IRDES 12

15 Les individus travaiant à temps partie ont une fonction de survie nettement supérieure à cee des travaieurs à temps compet. Ces derniers ont 50 % de probabiités en pus de connaître un épisode d arrêt de travai supérieur à 7 jours, tandis que pour es travaieurs à temps partie, épisode médian est de 10 jours (cf. figure 2). Pour es individus ayant une ALD, eur fonction de survie est toujours située au-dessus de ceux n étant pas en ALD. L épisode médian pour es individus en ALD est de 12 jours contre 9 jours pour ceux qui ne e sont pas. L anayse graphique montre aussi que es individus en ALD ont 25 % de probabiités en pus de connaître un épisode d arrêt de travai supérieur à 26 jours contre uniquement 18 jours pour ceux n étant pas en ALD (cf. figure 3). La figure 4 compare a fonction de survie des saariés bénificiant du régime de Asace Mosee à ceux bénéficiant du régime de Assurance maadie du reste de a France. Les résutats montrent que es saariés d Asace Mosee ont une fonction de survie située en dessous de cee des saariés du reste de a France. Les travaieurs d Asace Mosee ont pourtant une perte monétaire moins importante que es autres saariés. Is enregistrent des épisodes pus courts. L épisode médian d arrêt de travai est de 8 jours pour es saariés d Asace Mosee contre un épisode pus ong de 9 jours pour es saariés du reste de a France. Cette différence existe toujours en ce qui concerne es arrêts pus ongs : es travaieurs d Asace Mosee ont 25 % de probabiités en pus de connaître un épisode d arrêt de travai supérieur à 15 jours, tandis que a durée est de 20 jours pour e reste des travaieurs. Les tests de Wicoxon réaisés pour tester égaité des deux fonctions de survie ainsi que es tests d homogénéité de ces différentes distributions (temps compet / temps partie ; ALD / non ALD ; Asace Mosee / Autre) montrent tout d abord que a différence entre es deux fonctions de survie est significative et qu on rejette hypothèse d égaité de variance entres es différentes distributions. Afin d étudier e résutat du modèe théorique montrant qu i existe une indétermination de effet du saaire sur e durée d arrêt de travai, nous procédons à une première anayse non paramétrique des fonctions de survie seon des variabes saariaes en retenant deux casses extrêmes : e premier et e quatrième quartie. Quatre variabes saariaes ont été mobiisées : e saaire trimestrie de individu, e saaire d efficience ou reatif, a progression saariae depuis e début de a carrière, et a progression saariae sur es deux dernières années 9 La fonction de survie seon e niveau de saaire actue montre que es individus mieux rémunérés et ayant des saaires appartenant au quatrième quartie des saaires de notre échantion, ont une fonction de survie nettement inférieure à cees des individus à bas saaire appartenant au premier quartie des saaires. Ce résutat confirme que es individus mieux rémunérés ont tendance à moins survivre dans épisode d arrêt de travai. L épisode médian d arrêt de travai est de 7 jours pour es individus à haut saaire contre un épisode significativement pus ong de 12 jours pour es individus à bas saaire. Cet écart se creuse d autant pus que a durée d arrêt de travai s aonge. En effet, es indi- 9 Les tests de Wicoxon réaisés pour tester égaité des deux fonctions de survie (figures 5, 6, 7, 8) ainsi que es tests d homogénéité montrent tout d abord que a différence entre es deux fonctions de survie est significative et qu on rejette hypothèse d égaité de variance entres es différentes distributions. Document de travai n o 42 - IRDES 13

16 vidus à haut saaire ont 25 % de probabiités en pus de connaître un épisode d arrêt de travai supérieur à 15 jours, contre 27 jours pour es individus avec un bas saaire. L écart observé entre es fonctions de survie de a figure 5 est nettement supérieur à écart des fonctions de survie seon e premier et e dernier quartie des autres variabes saariaes (figures 6, 7, 8). Toutefois, es différences entre ces fonctions de survie restent significativement non nues. Les individus ayant un indicateur de saaire d efficience éevé (quatrième quartie) et un saaire moyen supérieur à ceui des individus des entreprises équivaentes ont une fonction de survie située toujours en dessous de cee des individus à faibe indicateur de saaire d efficience (premier quartie) (cf. figure 6). Concernant e taux d évoution depuis e début de a carrière saariae (cf. figure 7) et a progression sur es deux dernières années (cf. figure 8), es individus ayant une forte progression saariae (quatrième quartie) de court ou ong terme quittent rapidement a situation d arrêt de travai pour maadie. Leurs fonctions de survie sont situées en dessous quee que soit étendue de a durée d arrêt de travai. I existe un faibe écart entre es épisodes médians pour es deux indicateurs de progression saariae de court terme (pour Q1=9 jours, pour Q4=8 jours) et de ong terme (pour Q1=10 jours, pour Q4=8 jours). Document de travai n o 42 - IRDES 14

17 Fonction de survie par estimateur de Kapan-Meier de a durée de arrêt de travai pour maadie Document de travai n o 42 - IRDES 15

18 Fonction de survie par estimateur de Kapan-Meier de a durée de arrêt de travai pour maadie Document de travai n o 42 - IRDES 16

19 Modéisation économétrique Pour anayse économétrique, nous spécifions un modèe à hasard proportionne à temps discret en se basant sur a formuation proposée par Aison (1982). Ce même cadre économétrique a été utiisé par Jenkins (1995), Aba-Ramirez (1998), Gue et Petrongoo (2007), et Arranz et a. (2007). Pour spécifier e hasard de base, nous adoptons une approche semi-paramétrique (hasard constant par morceaux) en définissant des termes représentant a dépendance de a durée de arrêt de travai. Dans e phénomène de a prise d arrêt de travai, es individus sont hétérogènes es uns par rapport aux autres. Cette hétérogénéité contient une part observabe (caractéristiques individuees et histoire passée sur e marché du travai) et une part non observabe 10. Cette hétérogénéité conduit es individus à avoir des risques de sortie de épisode d arrêt de travai inégaux. Dans ce contexte, étude des déterminants de a durée de arrêt de travai ne peut pas être dissociée de a prise en compte d ééments d hétérogénéité observée et non observée. Cette difficuté est à origine de nombreux déveoppements dans a ittérature économétrique des modèes de durée (Lancaster, 1979 ; Heckman et Singer, 1984). La modéisation du risque de sortie de état (ici, état de arrêt de travai) peut être compètement paramétrique ; dans ce cas, i convient de choisir a oi de probabiité suivie par e risque commun à tous es individus, appeée aussi risque de base. Cette approche obige économètre à spécifier une oi paramétrique pour e hasard de base. Un mauvais choix de cette oi aboutira à des estimateurs biaisés. Une soution aternative est de considérer intervae de temps au cours duque individu a quitté arrêt de travai (si agent se décare en arrêt de travai au temps t 1, et en empoi de nouveau au temps t, aors on sait qu i a quitté épisode d arrêt de travai durant intervae [t 1, t). Dans ce cas, nous faisons référence aux modèes semi-paramétriques qui ont avantage de ne pas imposer de oi sur e hasard, autorisant donc une pus grande fexibiité 11. Dans e cadre des modèes à hasard proportionne, i est possibe de prendre en compte e caractère discret des données - tout en conservant a continuité de a durée - et de s affranchir de hypothèse paramétrique concernant a distribution de a durée. On obtient donc un modèe dit " semi-paramétrique ". Prentice et Goecker (1978) introduisent une méthode d anayse pour ces données " groupées " en se basant sur e modèe en temps continu de Cox (1972). Meyer (1990) étend a méthode d anayse en introduisant de hétérogénéité paramétrique ou non-paramétrique, et Han et Hausman (1990) a généraisent aux modèes à risque concurrents. Nous nous paçons dans e cadre des modèes à hasard proportionne dans esques e taux de hasard pour individu i à instant t > 0 s écrit : λ it = λ 0 (t) exp ( X itβ ) (14) 10 La quantité d informations non observées pourrait être réduite à aide d enquêtes pus détaiées ; à inverse, i subsistera toujours une fraction inobservabe. 11 Les modèes semi-paramétriques faciitent incusion de variabes expicatives variant avec e temps. Document de travai n o 42 - IRDES 17

20 Soit t a durée de épisode d arrêt de travai, λ 0 (t) est e hasard " de base ", X it est e vecteur des caractéristiques individuees pour a personne i et β est e vecteur des paramètres à estimer. La reprise du travai suite à arrêt de travai n est observée que dans des intervaes de temps disjoints j = [a j 1, a j ). La probabiité de sortie de arrêt de travai durant e j e intervae s écrit : prob (T [a j 1, a j ]) = prob (T a j 1 ) prob (T a j ) (15) La fonction de survie au début du j e intervae s écrit : prob (T a j 1 ) = S (a j 1 ; X it ) (16) La probabiité de quitter arrêt de travai durant e j e intervae pour individu i s écrit donc : prob (T [a j 1, a j ]) = S (a j 1 ; X it ) S (a j ; X it ) (17) Le taux de hasard durant intervae j, c est-à-dire a probabiité de sortie au cours du j e intervae, sachant que on n était pas sorti précédemment, s écrit : h j (X it ) = prob (T [a j 1, a j ] /T a j 1 ) = S (a j 1; X it ) S (a j ; X it ) S (a j 1 ; X it ) = 1 S (a j; X it ) S (a j 1 ; X it ) Etant donné a supposition d un hasard proportionne, a fonction de survie peut être présentée dans e cas discret sous a forme suivante : [ S (a j ; X it ) = exp t 0 ] λ (τ, X it ) dτ = exp [ exp ( X itβ )] + δ j avec δ j = og (H t ) pour j = 1,, k Les δ j représentent es paramètres de dépendance temporee définissant e hasard de base. Is sont traités comme des paramètres à estimer directement et s interprètent comme e ogarithme du hasard intégré sur e j e intervae. H t = t 0 (18) (19) λ 0 (τ) dτ (20) Si es intervaes ont une durée de 1 jour, aors a durée enregistrée pour chaque personne correspond à intervae [t i 1, t i ). Nous définissons aussi un indicateur de censure c i. Ce dernier prend a vaeur 1 si épisode d arrêt de travai est compet, et 0 sinon. La og-vraisembance de échantion s écrit donc : LogL (β, δ) = n {c i og [S (t i 1 ; X it ) S (t i ; X it )] (1 c i ) ogs (t i ; X it )} (21) i=1 Document de travai n o 42 - IRDES 18

21 Le hasard en temps discret au j e intervae s écrit : h j (X ij ) = 1 exp [ exp ( X ijβ + γ j )] avec γj = og aj a j 1 λ 0 (τ) dτ (22) Etant donne es expressions (21) et (22), a og-vraisembance en fonction du hasard devient : LogL = { { n c i og h i (X it ) i=1 t i 1 s=1 } { ti }} [1 h s (X is )] + (1 c i )og [1 h s (X is )] (23) Soit a variabe indicatrice y it = 1 si individu i quitte arrêt de travai pour maadie durant intervae [t 1, t], et y it = 0 sinon. Aors, a og-vraisembance de équation (21) devient : LogL (β, δ) = n t i i=1 j=1 s=1 {y ij og [h j (X ij )] + (1 y ij ) og [1 h j (X ij )]} (24) L expression (24) représente a og-vraisembance de a première version du modèe fina. Cette première version ne tient pas compte de hétérogénéité inobservée entre es individus et suppose impicitement que toute hétérogénéité des agents était mesurée et intégrée dans X i. Or, i est fort probabe que de nombreuses variabes (tees que aéa mora et a séection adverse des individus par exempe) soient inconnues de économètre bien qu ees infuencent e processus de sortie de arrêt de travai. La non prise en compte de cette hétérogénéité inobservée peut entraîner un biais négatif dans estimation du paramètre de dépendance temporee. Ce biais, dû au phénomène dit du "mover-stayer", peut être schématisé comme suit : si a popuation étudiée se compose de groupes homogènes ayant des hasards de base constants mais différents, aors a structure de a popuation restant en arrêt de travai se modifiera avec e temps, ee comportera de pus en pus d individus ayant un taux de hasard faibe (stayers), et de moins en moins d individus ayant un taux de hasard éevé (movers). En conséquence, es paramètres de dépendance temporee, au ieu d indiquer un taux de hasard constant, indiqueront que ceui-ci est décroissant du temps passé en arrêt de travai. Afin de prendre en compte cette hétérogénéité inobservée des agents, nous introduisons dans équation du hasard un terme mutipicatif ɛ i distribué seon une oi Gamma de moyenne 1 et de variance σ 2 v (Lancaster (1979), Han and Hausman (1990), Doton and O Nei (1996) et Stewart (1996). Le taux de hasard instantané de équation (14) est spécifié maintenant sous a forme suivante : λ it = λ 0 (t) ɛ i exp ( X itβ ) = λ 0 (t) exp ( X itβ + og (ɛ i ) ) (25) La fonction de hasard en temps discret correspondante à équation (25) s écrit : h j (X ij ) = 1 exp [ exp ( X ijβ + γ j + og (ɛ i ) )] (26) Document de travai n o 42 - IRDES 19

22 La og-vraisembance de a deuxième version du modèe s écrit (Meyer 1990, Jenkins 1997) : Résutats LogL = N og {(1 c i ).A i + c i.b i } (27) i=1 A i = 1 + v t i j=1 exp ( X ijβ + θ (j) ) [ 1 + v ( )] 1 t i 1 j=1 exp X ij β + θ (j) v A i si t i > 1 B i = 1 A i si t i = 1 Cette section est consacrée à anayse des résutats des différentes estimations réaisées pour es échantions des hommes (cf. tabeau 7) et des femmes (cf. tabeau 8) en tenant compte de hétérogénéité inobservée 12. A travers différents modèes, nous anaysons particuièrement infuence des caractéristiques individuees et de entreprise où travaie individu sur a durée d arrêt de travai (Modèe 1, tabeaux 7 et 8). Ensuite, afin de ever indétermination de effet du saaire sur a durée d arrêt de travai, nous estimons 4 modèes (Modèes 2 à 5, tabeaux 7 et 8 ) pour es hommes et es femmes en introduisant séparément es quatre variabes saariaes : e niveau actue du saaire, indice de progression saariae de ong terme, représentant e taux d évoution depuis e début de a carrière saariae, a progression sur es deux dernières années et e saaire d efficience. Les dernières estimations, pour es deux sous-échantions, regroupent ensembe des variabes : individuees, sectoriees, et saariaes. La spécification du hasard de base constant par morceaux retenue ici a un hasard de base constant dans des intervaes de trois jours du 1 er au 9 e jour (γ 1, γ 2, γ 3 ), ensuite des intervaes de 10 jours du 10 e au 29 e jour (γ 4, γ 5 ), puis des intervaes de 15 jours du 30 e au 59 e jour (γ 6, γ 7 ), et enfin un dernier intervae jusqu au 90 e jour (γ 8 ) (cf. Jenkis, 1995). Les variabes γ 1 à γ 8 sont des dummies temporees définissant e hasard de base 13. La prise en compte de a dépendance du risque de sortie vis-à-vis de a durée d arrêt de travai a pour objectif d identifier es dates de sorties de cet état. Les termes de hasard 12 Le taux de sortie de arrêt de travai est affecté non seuement par es caractéristiques observées du travaieur, mais aussi par es caractéristiques non observées tees que aéa mora et a séection adverse. Le contrôe de effet de hétérogénéité inobservabe est représenté par e facteur Gamma. L effet positif et significatif de a variance de a distribution Gamma, pour es hommes et es femmes, montre qu i existe des facteurs inobservabes infuençant positivement e taux de sortie de arrêt de travai. 13 La constante n a pas été incuse pour éviter a coinéarité parfaite avec es dummies temporees (Jenkis, 1995). 1 v Document de travai n o 42 - IRDES 20

23 de base ayant une durée courte comprise entre 1 et 3 jours exercent un effet négatif et significatif sur e taux instantané de sortie de arrêt de travai. En revanche, cette tendance s inverse pour des durées d arrêt de travai pus ongues, comprises entre 4 et 9 jours pour es femmes et entre 7 et 9 jours pour es hommes, dont es termes de hasard de base respectifs ont un effet positif et significatif. Ceci tend à réduire a durée d arrêt de travai et par conséquent augmente es chances du retour au travai. Pour des durées pus ongues, jusqu à deux mois, e hasard de base a un effet négatif sur e taux de sortie et augmente ainsi significativement a durée d arrêt de travai pendant ces périodes. Les effets ne changent pas, que on considère échantion des hommes ou ceui des femmes. Effets des caractéristiques individuees Concernant âge, pour es hommes, i existe une reation croissante entre âge et a durée d arrêt de travai : par rapport aux hommes de a casse d âge (25-34 ans), es hommes de pus de 34 ans ont des durées significativement pus ongues (effet négatif et significatif des coefficients, ce qui correspond à une réduction du taux de sortie de arrêt de travai). L importance de cet effet croît avec âge, pus individu est âgé, pus son taux de sortie de arrêt de travai diminue. Pour es femmes, es corréations sembent moins nettes. Toutefois, es travaieuses es pus âgées (de 55 à 65 ans) ont des durées d arrêt de travai pus ongues (Modèe 1-6, tabeau 8). Deux raisons principaes peuvent expiquer cette reation entre âge et durée : premièrement, i existe une corréation entre âge et état de santé, dès ors une durée pus grande correspond à un état de santé pus dégradé. Deuxièmement, arrêt de travai pour maadie, en France comme dans nombre de pays occidentaux, peut être une des voies de sorties du marché du travai pour es saariés âgés (Behage, Banchet et aii, 2011). Les durées pus ongues apparaissent donc comme a conséquence d un choix pus au moins contraint des saariés concernant eur participation au marché du travai. Cet effet existe aussi sur a probabiité d être ou pas en arrêt de travai pour maadie (Ben Haima, Debrand et Regaert, 2011). Comparés aux jeunes de moins de 18 ans entrant sur e marché du travai, ceux entrant tardivement sur e marché du travai ont des durées d arrêt de travai significativement moins ongues. En effet, es hommes et es femmes entrant entre 19 et 26 ans ont un impact positif et significatif sur e taux de hasard correspondant à des durées moins courtes d arrêt de travai. Par contre, on observe chez es hommes entrant sur e marché du travai à pus de 18 ans un effet significatif et positif. Cette variabe peut être considérée comme un proxy de âge de fin d étude. Dès ors, es jeunes entrant tôt sur e marché du travai sont principaement caractérisés par un faibe niveau de capita humain. Ainsi, is occupent, en probabiité, des empois nécessitant de pus faibes compétences et caractérisés par de pus de mauvaises conditions de travai. A inverse, es derniers entrants sur e marché du travai, présentant des durées d arrêt de travai significativement pus courtes, sont généraement des individus au niveau d éducation pus éevé, qui occupent ainsi des empois avec pus de responsabiité, d autonomie et de récompense et présentant de meieures conditions de travai. Ces caractéristiques de empoi sont des déterminants importants de a santé des travaieurs et donc de eur participation au marché du travai (Ose, 2005). De pus, es contraintes de présence sont Document de travai n o 42 - IRDES 21