santé Les arrêts de travail des séniors en emploi

et DOSSIERS Les arrêts de traval des sénors en emplo N 2 2007 Les sénors en emplo se dstnguent-ls de leurs cadets en termes de recours aux arrêts de traval? Les sénors ne déclarent pas plus d arrêts que leurs cadets, alors qu ls se jugent en plus mauvase. Toutefos, lorsqu ls nterrompent leur traval pour des rasons de, ls s arrêtent pour des durées plus longues. Il ressort auss de cette étude qu à âge équvalent, tous les actfs ne se ressemblent pas : par exemple, les ndépendants s arrêtent mons et mons longtemps que les ouvrers. Ces derners sont d alleurs les plus touchés par les arrêts de traval allant de par avec une pénblté lée à leur professon. On note auss que les salarés du commerce s arrêtent mons souvent mas plus longtemps que ceux de l ndustre. Nathale MISSÈGUE Insttut natonal de la statstque et des études économques (INSEE) Drecton de la recherche, des études, de l évaluaton et des statstques (DREES) Mnstère du Traval, des Relatons socales et de la Soldarté Mnstère de la Santé, de la Jeunesse et des Sports Mnstère du Budget, des Comptes publcs et de la Foncton publque

2 n 2-2007 LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI Àpartr de la fn de l année 1999, la progresson des ndemntés journalères versées par le régme général d assurance malade devent très rapde. Après une nflexon au deuxème semestre 2001, le rythme de crossance redevent soutenu en 2002 et au premer semestre 2003, après quo un très fort ralentssement ntervent, en len avec une réorentaton du dspostf de contrôle de l assurance malade (encadré 1). Étant donnée la conjoncture économque des années 2002 et 2003, un tel mouvement prolongé de hausse semble a pror surprenant. En effet, c est surtout dans les pérodes où la crossance économque reprend que le redémarrage concomtant des dépenses d ndemntés journalères est observé. D autres facteurs sont donc à l œuvre. Dans ce contexte, on s nterroge c sur les caractérstques soco-démographques des personnes qu ont été en arrêt malade, en partculer des travalleurs de plus de 50 ans, car la concentraton des ndemnsatons de longue durée (versées depus plus de tros mos) s observe à partr de cet âge (et tout partculèrement sur la tranche d âge 55-59 ans), et ce sont ces ndemnsatons de longue durée qu sont les plus coûteuses pour l assurance malade 1. L enquête décennale Santé réalsée par l INSEE entre octobre 2002 et septembre 2003 permet d aborder cette queston. En effet, les personnes actves et occupant un emplo à la date de l enquête, ont été nterrogées sur leurs arrêts de traval et sur la durée de ces derners. Ans, dans un premer temps, cette étude décrt la fréquence des arrêts malade des sénors en foncton de leur âge et de leur état de ans que leur durée, comparatvement à ce que l on observe pour les actfs de mons de 50 ans. Mas les relatons entre l âge, l état de et le recours aux arrêts malade sont complexes. Auss, dans un deuxème temps, des analyses toutes choses égales par alleurs mettront en lumère, outre des effets de l âge et de l état de, d autres facteurs nfluant tant sur la fréquence des arrêts de traval que sur leur durée : le statut d emplo (salaré/nonsalaré), la catégore socoprofessonnelle ans que le secteur d actvté de l entreprse. Les sénors en emplo les plus âgés ne s arrêtent pas plus fréquemment de travaller pour des rasons de S les ndemntés journalères versées sont concentrées chez les sénors, notamment les plus âgés d entre eux, on peut se demander s l on observe une fréquence plus élevée des arrêts de traval à mesure que l âge des ndvdus augmente. 1. S les arrêts jusqu à 3 mos représentent, en 2002, 93 % des arrêts de traval délvrés ls ne concernent que 42 % des montants correspondant (Mdy, 2005). ENCADRÉ 1 Les ndemntés journalères versés par l Assurance malade au ttre des arrêts malade Sur la pérode 1997-2002, les dépenses d ndemntés journalères (IJ) versées par le régme général ont progressé de 46 %, après avor suv une courbe descendante depus le mleu des années 70. L année 2002 est marquée par une forte crossance, sans précédent, des IJ versées (+10,1 % en valeur et +7,5 % en volume), en parte lée à l augmentaton du nombre d arrêts malade de longue durée prescrts en 2001 et dont l ndemnsaton se poursut en 2002 compte tenu des renouvellements. Le montant des IJ versées progresse à un rythme nettement mondre en 2003 (+6,3 % en valeur, sot un montant de 5,4 mllards d euros) : s la crossance reste soutenue au premer semestre, elle s nflécht nettement au second semestre (CNAMTS, 2004). En montant, les IJ versées sont concentrées sur une pette parte de la populaton : 4,5 % des assurés qu comptent plus de 365 jours d arrêt ont reçu 43 % des montants entre 1995 et 1999. En 2002, les arrêts qu durent plus de 3 mos ne représentent que 12 % du volume mas 65 % du montant des prestatons versées. Deux tranches d âge apparassent atypques, notamment celle des ndvdus de 55 à 59 ans. Ces derners ont concentré l essentel de la crossance annuelle du nombre total d IJ versées sur la pérode 2000-2003. Ils enregstrent le taux de crossance annuel du nombre d ndemntés versées le plus élevé en 2003 : +15,9 % par rapport à 2002 pour les 55 à 59 ans, contre +4,2 % sur l ensemble de la populaton. Mas c est mons la fréquence des arrêts que leur durée qu explque ce taux. En effet, alors qu ls ne bénéfcent pas du fort ralentssement de la crossance des arrêts courts entre le 1 er semestre 2003 et le 1 er semestre 2002, ls enregstrent la plus forte crossance des ndemnsatons de plus de 3 mos. Par alleurs, en 2002 leurs arrêts de traval durent en moyenne 57 jours contre 22 jours pour les mons de 40 ans (Mdy, 2005).

LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI n 2-2007 soldarté 3 D après l enquête décennale Santé, on peut repérer les personnes ayant connu au mons un arrêt de traval, au cours d une pérode moyenne d enquête de 62 jours, qu elles se soent arrêtées de travaller une journée pour un problème bénn ou pour des durées longues (encadré 2). Ans, au cours de cette pérode, 11 % des personnes en emplo 2 déclarent s être arrêtées de travaller au mons une fos. Que ce sot à cause de problèmes de plus fréquents ou plus graves à mesure que l âge augmente, ou en rason de recours opportunstes aux arrêts malade ou encore de pratques d entreprses vsant à écarter les travalleurs âgés du marché du traval, on peut se demander s les sénors déclarent plus fréquemment des arrêts malade. Ce n est pas le cas : les actfs de plus de 50 ans sont, au contrare, un peu mons nombreux que leurs cadets à avor eu au mons un arrêt malade (9 % contre 11 % - tableau 1). Il convent cependant de précser les lmtes et la portée d une telle analyse condute sur les seuls qunquagénares en emplo. Par exemple, dans l enquête décennale Santé, les questons sont posées de telle sorte que les chômeurs (4 % de l ensemble des personnes de 50 ans et plus - encadré 3) ne pouvaent y répondre et donc sgnaler qu ls bénéfcent d ndemntés journalères. Or, à partr de 55 ans sous certanes condtons, et à compter de l âge de 57 ans et dem 3, les demandeurs d emplo peuvent bénéfcer d ndemntés journalères en cas de malade. La percepton de ces ndemntés suspend celle des allocatons chômage et retarde d autant la fn du versement de ces dernères. Il est alors possble que ce mécansme favorse l entrée et le manten en arrêt malade avant une pérode de chômage de longue durée. TABLEAU 1 Fréquence du recours aux arrêts de traval Ensemble des actfs Âge Mons de 50 ans 11,1 50-54 ans 8,5 55 ans et plus 10,1 Sexe Actfs de 50 ans et plus Femme 11,6 8,2 Homme 9,9 10,0 Stuaton famlale Ne vt pas en couple 11,2 12,6 Vt en couple 10,5 8,2 Nveau de dplôme Sans dplôme 11,4 14,3 Dplôme nféreur au bac (CEP, BEPC, etc.) 10,7 8,9 Baccalauréat 9,6 7,2 Supéreur au baccalauréat 7,7 6,8 Catégore soco-professonelle Indépendants non agrcoles (y.c. prof. lbérales) 4,8 4,3 Cadres 6,9 7,1 Professons ntermédares 10,3 9,8 Employés 11,7 9,7 Ouvrers 14,2 13,2 Secteur d actvté Agrculture : À son compte 5,6 5,4 Salaré agrcole 11,7 8,8 Industre 11,9 10,5 Constructon, BTP 10,3 10,0 Transports, actvtés fnancères, actvtés mmoblères 10,9 10,6 Commerce 9,0 8,0 Servces aux entreprses 10,6 10,5 Servces aux partculers 9,2 6,2 Éducaton,, acton socale 11,1 8,8 Admnstraton 12,6 11,2 Âge au premer emplo 15 ans ou mons 12,5 12,4 Entre 16 et 20 ans 11,5 8,9 Plus de 20 ans 8,3 5,2 État de général perçu Très bon 6,4 3,8 Bon 9,7 6,6 Moyen 19,6 16,3 Mauvas ou très mauvas 36,7 34,9 Lmtatons dans la ve quotdenne Connaît des lmtatons dans les actvtés que les gens font habtuellement Proporton d'actfs ayant eu au mons un arrêt malade (en %) 28,9 24,4 Ne connaît pas de lmtaton 9,8 7,2 Ensemble 10,7 9,2 Source : enquête décennale Santé 2002-2003, INSEE, explotaton DREES. Champ : personnes en emplo de plus de 15 ans. 2. On s ntéresse aux personnes actves occupant un emplo à la date de l enquête, le terme consacré pour les désgner étant celu «d actfs occupés». Mas, par souc de lsblté, on parlera dans la sute de cet artcle ndfféremment «des actfs» ou «des personnes en emplo». Par alleurs, on s ntéresse surtout à ceux ayant 50 ans et plus, le nombre d actfs enquêtés de plus de 55 ans étant trop fable pour mener l analyse sur cette tranche d âge. De plus, les effectfs concernés sont trop fables pour que l on pusse mener une analyse détallée par âge. 3. Sont admssbles à la dspense de recherche d emplo (DRE), à partr de 55 ans, les demandeurs d emplo ne recevant aucune ndemnsaton, ceux percevant une allocaton de l assurance chômage s ls justfent de 160 trmestres de cotsaton au ttre du régme de base de l assurance vellesse et les bénéfcares d une allocaton au ttre du régme de soldarté et, à partr de 57 ans et dem, tous les allocatares du régme d assurance chômage. Peuvent en bénéfcer, quel que sot leur âge, les bénéfcares de l allocaton équvalent retrate (AER). Ms en place en 1984, ce dspostf de DRE état au départ plus restrctf sur la condton d âge (57 ans et dem ou plus). En cas de DRE, les drots socaux en ce qu concerne l assurance malade sont préservés.

4 n 2-2007 LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI ENCADRÉ 2 Repérer les arrêts malade à partr de l enquête décennale sur la Santé 2002-2003 La durée des arrêts de traval Les prncpaux objectfs de l enquête décennale Santé réalsée par l INSEE étaent de mesurer la morbdté déclarée, d estmer la consommaton de sons et de préventon, et d assocer et consommaton avec les caractérstques des ndvdus nterrogés et certans facteurs de rsque. Afn de paller tout problème de sasonnalté, les personnes nterrogées ont été répartes en cnq vagues d enquêtes étalées entre octobre 2002 et septembre 2003. Théorquement, chaque vague se déroulat sur 3 mos : les personnes étant nterrogées tros fos, une fos par mos le plus souvent (durée moyenne de l enquête : 62 jours). Il exste toutefos une excepton : la dernère vague d enquête, comportant auss ces tros vstes, s est étalée sur quatre mos (de jun à septembre 2003), la pérode estvale étant mons propce à l obtenton de rendez-vous (l enquête a durée en moyenne 67 jours pour cette vague). Dans l enquête, on n a pas demandé explctement aux personnes nterrogées s elles sont en arrêt malade au moment de l enquête ou s elles l ont été au cours d une pérode donnée, à quelle date et pour quelle durée. Ce n état en effet pas l objectf premer de cette enquête. Il convent donc de précser la manère dont on repère les arrêts malade qu dffèrent de l étude des ndemntés journalères versées par les régmes d assurance malade, ans que les lmtes mportantes dont souffre ce type de questonnement quant aux durées de ces arrêts. Telles que les questons sont posées, les arrêts malade ans repérés regroupent les nterruptons lées à la malade ans que celles successves à un accdent de traval ou une malade professonnelle. Les arrêts de traval survenus au cours de la pérode d enquête Lors de la deuxème et de la trosème vste, les personnes étaent nterrogées sur les évènements suvants survenus depus la vste précédente (sot depus la premère ou depus la deuxème) : «Avez-vous été alté une ou pluseurs fos depus ma premère vste?» «Ce ou ces altement(s) a-t-l (ont ls) donné leu à une nterrupton : d actvté professonnelle, d actvté domestque, d actvté scolare?» «Comben de jours au total?» «Sans être alté, avez-vous eu depus ma dernère vste, pour rasons de, une nterrupton : d actvté professonnelle, d actvté domestque, d actvté scolare?» «Comben de jours au total depus ma dernère vste?» À la deuxème comme à la trosème vste, les personnes nterrogées avaent la possblté de déclarer à la fos un arrêt de traval sute à un altement (rester au mons une dem-journée couché) et un arrêt de traval non consécutf à un altement. Le nombre d arrêts de traval maxmal déclaré est donc de quatre. On consdère qu une personne a été en arrêt de traval dès lors qu elle déclare avor arrêté son actvté professonnelle au mons une fos (que ce sot ou non à la sute d un altement). Pour les arrêts très courts, correspondant au déla de carence légal 1, les personnes concernées ben qu arrêtées ne perçovent pas d ndemntés journalères. Par alleurs, la déclaraton d un arrêt à la vste 2 et à la vste 3 peut correspondre sot à la prescrpton d un arrêt de traval entre la premère et la deuxème vste pus à son renouvellement entre la deuxème et la trosème vste, sot à la prescrpton de deux arrêts dstncts ayant des causes dfférentes, sans que l on pusse dstnguer ces deux cas de fgure. Le questonnement présenté c-dessus présente une lmte mportante. En effet, les nstructons de collecte précsaent que pour les personnes en congé malade le jour de la vste, les enquêteurs devaent comptablser les jours de congé jusqu à la date de la vste et non la durée totale du congé malade. Ans, la durée des congés malade, notamment ceux repérés lors de la trosème vste, est donc sous-estmée, sans que l on pusse en mesurer précsément l ampleur. La sous-estmaton est d autant plus mportante pour les arrêts longs, ceux dépassant la durée de l enquête. En moyenne l enquête a durée 62 jours (la durée modale étant de 56 jours) et elle a eu leu sur un maxmum de 87 jours. Or, comme ce sont les personnes de plus de 50 ans qu concentrent les IJ de plus de 3 mos, la durée des arrêts, même s l est possble de la calculer, est donc plus fortement sous-estmée pour eux. Il est toutefos possble de paller ce problème en utlsant une autre parte du questonnare de l enquête décennale Santé. En effet, les personnes étaent nterrogées, aux deuxème et trosème vstes, sur leur recours au médecn depus la vste précédente. En cas de recours, l état demandé s lors de la séance l y avat eu ou non prescrpton (ou renouvellement) d un arrêt de traval et s ou pour comben de temps, sans que la durée à déclarer ne sot lmtée. On peut de cette manère connaître la durée réelle des arrêts malade, du mons pour ceux ntervenus sute à la prescrpton par le médecn d un arrêt de traval. Ans, 8,7 % des actfs déclarent avor vu un médecn qu leur a prescrt un arrêt de traval. C est un peu mons que la proporton d actfs ayant déclaré avor du nterrompre leur actvté professonnelle pour rasons de (10,7 % des actfs) : en effet, l employeur peut accorder au salaré un certan nombre de jours d absence par an pour cause de malade ou de garde d enfant malade. Ans, l est possble de déclarer entre la premère et la trosème vste un (ou pluseurs) arrêt(s) de traval d une journée ne nécesstant pas de prescrpton d un arrêt de traval par le médecn : l sera donc comptablsé comme un arrêt de traval (pour une durée d un jour dont on peut supposer qu l s agt de la durée réelle) mas pas en tant qu arrêt prescrt par le médecn. La démarche suvante a été adoptée pour mesurer la durée des arrêts de traval repérés comme cela est décrt en premère parte de cet encadré : - pour les personnes ayant eu recours au médecn qu leur a prescrt un arrêt de traval, on utlse la durée d arrêt prescrte par le médecn (c est le cas de 71 % des nterruptons repérées en premère parte de cet encadré) ; - pour les personnes pour lesquelles on ne dspose pas de la durée prescrte (arrêt d une journée, omsson de réponse, etc.), on compare la durée déclarée de l nterrupton et la durée de l enquête (29 % des nterruptons repérées en premère parte de cet encadré). S la durée déclarée est la même que la durée d enquête, l y a tout leu de penser qu elle peut lu être supéreure (censure à drote 2 ). S elle est nféreure, mas que l écart (cet écart est égal à la durée d enquête mons la durée arrêt déclarée) est nféreure à 22 jours, l est possble que la durée sot censurée : l peut y avor eu confuson dans la déclaraton du nombre de jours d arrêt, à savor les jours déclarés ne sont que les jours ouvrés (on suppose en moyenne 20 jours ouvrés par mos, sot 40 pour les deux mos d enquête). Au total, ces cas potentellement censurés à drote et pouvant donc condure à une sous-estmaton de la durée d arrêt malade ne représentent que 1,6 % de l ensemble des arrêts de traval. Par alleurs, 1,1 % des actfs ne déclare pas avor dû nterrompre leur actvté professonnelle pour rasons de, mas sgnalent par alleurs qu ls ont vu un médecn leur ayant délvré un arrêt de traval. Par souc de cohérence avec l analyse de la fréquence des arrêts, ces cas sont exclus de l analyse de la durée des arrêts malade. 1. Actuellement, pour les salarés, le déla de carence est de tros jours, les ndemntés journalères étant versées à compter du quatrème jour de l arrêt de traval et en cas de reprse d actvté ne dépassant pas 48 heures entre deux arrêts de traval, le déla de carence n est pas applqué pour le second arrêt. Pour les artsans et les commerçants, les condtons sont plus restrctves : le déla de carence est de tros jours en cas d hosptalsaton et de sept jours en cas de malade ou d accdent. 2. On dt qu une donnée est «censurée à drote» s on n observe pas cette donnée, mas s on sat qu elle est supéreure à une valeur observée C.

LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI n 2-2007 soldarté 5 GRAPHIQUE 1 État de des personnes de 50 ans et plus selon leur statut face à l'emplo État de perçu 100 % Malade chronque - Lmtaton actvtés habtuelles - Exstence d un handcap 100 % 90 % 90 % 80 % 80 % 70 % 70 % 60 % 60 % 50 % 40 % 50 % 40 % 30 % 30 % 20 % 20 % 10 % 10 % 0 % Actf occupé Chômeur Retraté Au foyer Autre nactf actf occupé chômeur retraté au foy er autre nactf 0 % Très bon ou ou bon Mauvas as ou ou très très mauvas as Lmtatons actvtés tés habtuelles Moyen Malade chronque Exstence d un d'un handcap (reconnu ou ou non) non) Source : enquête décennale Santé 2002-2003, INSEE, explotaton DREES. Champ : personnes en emplo de plus de 15 ans à la date de l enquête. On ne saurat donc généralser à l ensemble des sénors les taux de recours aux arrêts malade observés c sur les seuls sénors encore en actvté. En effet, en 2003, le taux d emplo des 55-59 ans est de 54 % et celu des 55-64 ans ne s élève qu à 37 % (d Autume, Betbèze et Harault, 2005). Outre le fat qu au delà de 60 ans cette stuaton n est pas surprenante et reflète le rôle central joué par l âge de 60 ans dans les comportements de départ en retrate passés et à venr (Rapoport, 2006), l n en demeure pas mons qu en France, comme dans la plupart de pays européens, une proporton non néglgeable de personnes de 50 ans et plus n occupe pas d emplo (18 % de l ensemble des personnes de 50 ans et plus, d après l enquête décennale Santé). Un certan nombre de facteurs explquent la cessaton d actvté des sénors, au rang desquels la dégradaton de leur état de ; ls sont alors prs en charge en cas de problèmes nvaldants reconnus par des dspostfs nsttutonnels. Ans, est-on confronté c à un bas de sélecton au sen de la populaton des 50 ans et plus : une parte d entre eux reste en emplo, d autres sont écartés plus ou mons défntvement du marché du traval. Cette sélecton n est donc pas ndfférente pour l analyse de l état de des personnes (encadré 3). Eu égard à l analyse des arrêts malade, l mpact de cette sélecton est mons asé à cerner et à mettre en évdence. Cette sélecton n est cependant pas neutre, ne seratce que parce que les sénors encore en emplo présentent des caractérstques partculères et sont notamment en melleure que ceux qu sont sorts de l emplo, et ce quel que sot l ndcateur retenu (graphque 1). Il arrve que l on qualfe ce phénomène de bas lé à la bonne des travalleurs ; «healthy worker effect» en anglas (Lasfargues, 2005). La DARES observe également

6 n 2-2007 LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI ENCADRÉ 3 Les personnes de 50 ans et plus : statut vs-à-vs de l emplo et état de D après l enquête décennale Santé 2002-2003, les personnes âgées de 50 ans et plus se répartssent de la manère suvante en termes de statut vs à vs de l emplo. Les personnes qu se déclarent comme «autres nactfs» (6 % des 50 ans et plus) comprennent également des personnes ne touchant qu une penson de réverson, des femmes pour la plupart, et des personnes nvaldes, ayant ou non une reconnassance offcelle d un handcap ou d une nvaldté (Barnay, 2005). L nactvté d une grande parte des personnes de 50 ans et plus nactves - à savor celles se déclarant au foyer et «autre nactf» - semble déconnectée du motf de. En effet, 78% des nactfs répondent que s ls n exercent pas de professon, ce n est pas pour des rasons concernant leur 1 (c est le cas des femmes au foyer et probablement de celles ne touchant qu une penson de réverson). Au fnal, envron 3 % de l ensemble des personnes ayant 50 ans et plus déclarent ne pas travaller à la date de l enquête en rason de leur. Pourtant, les caractérstques de l état de des sénors selon leur statut face à l emplo, montrent clarement que la populaton étudée est partculère : quel que sot l ndcateur retenu, l état de des qunquagénares apparaît toujours melleur lorsqu ls sont en emplo (graphque 1). Des analyses «toutes choses égales par alleurs Statut des personnes âgées de 50 ans et plus» confrment qu un état de dégradé, tel qu l est perçu par les enquêtés, dmnue la probablté d être en emplo (Barnay, 2005). 8 % 6 % Actf en emplo 27 % Ans, dans la mesure ou l on ne s ntéresse c qu aux sénors en emplo - étant donné qu eux seuls avaent la possblté de déclarer s être arrêtés de travaller pour des rasons de -, non seulement leur état de est melleur que celu de l ensemble des sénors (les personnes étant sortes de l emplo pour rason de sont exclues du champ étudé), mas ce phénomène s accentue probablement avec l âge (phénomène de sélecton dynamque). 55 % 2 % 2 % Chômeur cherchant un emplo Chômeur ne cherchant pas d'emplo Retraté, retré des affares, pré-retraté Au foy er Autre nactf 1. La queston est formulée de cette manère : «Vous n exercez pas de professon actuellement, est-ce pour des rasons concernant votre?». 4. Ce résultat provent de l enquête sur «L nserton professonnelle des personnes handcapées» complémentare à l enquête Emplo de mars 2002. 5. Dans le cas général, le montant des ndemntés journalères (IJ) s élève à 50 % du salare de base entre le 4 ème jour et le 6 ème mos d arrêt et à 51,49 % à partr du 7 ème mos. Pour les affectons chronques ou de longue durée, on peut toucher des IJ pendant 3 ans maxmum. Pour les autres affectons, on ne peut toucher plus de 360 ndemntés journalères en l espace de 3 ans. 6. Test du Kh2. 7. Par alleurs, la dstrbuton des sénors en termes d âge est la même, qu ls aent ou non été arrêtés : un quart a entre 50 et 52 ans à la date de l enquête, la moté est âgée de plus de 54 ans et 10 % a plus de 59 ans. que le sentment des personnes elles-mêmes va dans ce sens : plus de 40 % des sénors (personnes âgées de 50 à 59 ans) sans emplo ont une séreusement altérée 4 (Coutrot, Waltsperger, 2005). On peut par alleurs s nterroger sur la place que pourrat avor le recours à des arrêts malade parm d autres dspostfs de sorte d actvté. Contrarement à certans pays, les modaltés françases de cessaton d actvté sont relatvement éclatées : dspostfs d nvaldté et de handcap donnant accès à une penson ou à une prestaton, cessatons antcpées d actvté, dspostfs varés de pré-retrates, dspenses de recherche d emplo pour les allocatares de l assurance chômage à partr d un certan âge, etc. (Barnay, 2005). Dans une pérode marquée par des réformes condusant néluctablement à l augmentaton de la durée de cotsaton requse pour l obtenton de la retrate à taux plen et dans un contexte de contracton des dspostfs vsant à la cessaton défntve d actvté, notamment les préretrates (Merler, 2005), un recours au motf de pourrat être un moyen alternatf de réguler les flux de sortes antcpées du marché du traval. Pour le salaré, cela pourrat permettre d évter une phase d nactvté et d offrr un revenu de remplacement 5 le temps d attendre les condtons nécessares à l obtenton d une penson à taux plen. Pour l entreprse, l est possble qu un tel mode de geston apparasse plus souple et mons contragnant fnancèrement - le versement d ndemntés journalères n étant pas à sa charge - que d autres dspostfs. L enquête décennale Santé ne permet toutefos pas de mettre en évdence de tels éléments d explcaton. Sous cette hypothèse, on peut s attendre à ce que les sénors connassent plus fréquemment des arrêts de traval à mesure que leur âge augmente et qu ls s approchent de l âge légal de départ à la retrate. Or, on n observe pas de lason sgnfcatve 6 entre la tranche d âge des plus de 50 ans (par exemple : 50-52 ans, etc.) et la fréquence des arrêts de traval. Ans, les sénors ayant connu des arrêts de traval ne sont-ls pas sgnfcatvement plus âgés que ceux de la même classe d âge qu ne se sont pas arrêtés (respectvement 54,4 ans contre 54,2 ans) 7. Cette absence de len entre l âge et la fréquence des arrêts peut toutefos être lé

LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI n 2-2007 soldarté 7 TABLEAU 2 La durée des arrêts de traval selon l âge (en jours) Mons de 30 ans 30-39 ans 40-49 ans Mons de 50 ans 50 ans et plus 1 er quartle 2,0 2,0 4,0 3,0 4,0 Durée médane 6,0 6,0 8,0 7,0 14,0 Durée moyenne 11,1 13,7 16,1 13,7 22,1 3 ème quartle 15,0 17,0 25,0 19,0 31,0 Source : enquête décennale Santé 2002-2003, INSEE, explotaton DREES. Champ : personnes en emplo de plus de 15 ans ayant connu un arrêt de traval. au phénomène de sélecton sgnalé précédemment. Ce résultat n nvalde pas pour autant cette hypothèse et ce pour pluseurs rasons. S les sénors dans leur ensemble ne s arrêtent pas plus fréquemment que leurs cadets, on observe tout de même sur cette populaton partculère des sénors en emplo que ceux qu nterrompent leur traval pour des rasons de s arrêtent en moyenne plus longtemps (tableau 2). Il est alors possble que des retrats d actvté par l ntermédare d arrêts malade, qu ls soent le fat des salarés eux-mêmes ou de leurs employeurs, ne touchent fnalement pas plus les personnes occupées âgées que les autres classes d âge actves, mas n en touchent que certanes pour une pérode longue snon de manère défntve. Avor un arrêt de traval va de par avec un état de ressent comme dégradé Tros aspects de l état de des personnes sont repérés dans l enquête 8. Le premer est appréhendé par un ndcateur de déclarée à partr de la réponse à la queston standardsée du Bureau européen de l organsaton mondale de la, lbellée comme sut : «Comment est votre état de général? Très bon, bon, moyen, mauvas, très mauvas». Une telle mesure donne une vson synthétque et globale de l état de tel que les personnes le ressentent. Elle présente toutefos quelques lmtes dont son caractère relatvement subjectf (encadré 4). C est pourquo on consdère auss généralement des ndcateurs plus «objectfs», ben que plus partels. Le premer - la prévalence d une malade chronque - a une composante plus médcale de l état de. En effet, c est le caractère strctement pathologque d une détéroraton de l état de qu est appréhendé c. Le deuxème ndcateur mesure des problèmes fonctonnels affectant la personne, et pouvant avor un mpact d un pont de vue socal, grâce au repérage de lmtatons dans les actvtés de la ve quotdenne du fat d un problème de 9. Comme on peut s y attendre, l état de des personnes se dégrade à mesure qu ls avancent en âge, l âge «étant assocé à une altératon objectve de l état de» (Auvray, Doussn, Le Fur, 2003). Ans, s neuf actfs de mons de 30 ans sur dx se déclarent en bonne ou en très bonne, ce n est le cas que de hut actfs de 40 à 49 ans sur dx et d un peu plus de sept actfs de 55 ans ou plus sur dx (graphque 2). Il en est de même, mas dans une mondre mesure pour les autres ndcateurs d état de (exstence d une malade chronque, lmtatons dans la ve quotdenne). Le fat de devor s arrêter de travaller est ben évdemment lé en premer leu à un problème de - malade, accdent de traval ou malade professonnelle - lequel peut condure pour parte les personnes concernées à se juger en mauvase, en très mauvase, vore dans un état plutôt «moyen». Ans, 10 % des personnes âgées de 50 ans et plus qu ont eu un arrêt malade se sentent globalement en mauvase ou très mauvase, alors qu un peu mons de 2 % de ceux qu ne se sont pas arrêtés s estment dans un tel état (graphque 3). Il en est de même, dans une mondre mesure, pour les personnes plus jeunes : 4 % des personnes en emplo de mons de 50 ans ayant eu 8. Les tros questons posées provennent d une réflexon commune de dfférents organsmes de recherche réalsée dans le cadre de l harmonsaton européenne des ndcateurs de morbdté. 9. L exstence d une malade chronque est mesurée par la réponse à la queston : «Avezvous actuellement une ou pluseurs malades chronques?». Les lmtatons fonctonnelles dans la ve quotdenne sont repérées par la queston : «Êtes-vous lmté, depus au mons 6 mos à cause d un problème de, dans les actvtés que les gens font habtuellement?».

8 n 2-2007 LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI ENCADRÉ 4 Les lmtes lées à la mesure de l état de ressent L état de retenu c est appréhendé par un ndcateur de déclarée à partr de la réponse à la queston standardsée du Bureau européen de l organsaton mondale de la, lbellée comme tel : «Comment est votre état de général? Très bon, bon, moyen, mauvas, très mauvas». Il s agt donc là d une queston d opnon qu relève d une certane subjectvté. Une telle mesure de l état de, ben qu elle donne une vson synthétque et globale de l état de des personnes, est entachée de bas qu peuvent être d ordre psychologque, culturel, etc. (Bound, 1991). Non seulement la manère dont les personnes se postonnent sur l échelle qu leur est proposée n est pas connue, mas encore ce postonnement est probablement lé à l état de lu-même ce qu entraîne un bas d endogénété. C est la rason pour laquelle on consdère généralement auss des ndcateurs plus «objectfs». Le premer a une composante plus médcale de l état de, l s agt de la prévalence d une malade chronque. Le second est d ordre fonctonnel, grâce au repérage de lmtatons dans les actvtés de la ve quotdenne du fat d un problème de 1. Ces ndcateurs donnent toutefos une vson plus partelle de l état de. Ces tros ndcateurs sont ben entendu corrélés. 1. L exstence d une malade chronque est mesurée par la réponse à la queston : «Avez-vous actuellement une ou pluseurs malades chronques?». Les lmtatons fonctonnelles dans la ve quotdenne sont repérées par la queston : «Êtes-vous lmté, depus au mons 6 mos à cause d un problème de, dans les actvtés que les gens font habtuellement?». GRAPHIQUE 2 État de ressent par les personnes en emplo selon leur âge 100 % 80 % 60 % 40 % 20 % État de perçu 100 % 80 % 60 % 40 % 20 % 0 % Mons de Malade chronque - Lmtaton actvtés habtuelles 50 % 45 % 40 % 35 % 30 % 25 % 20 % 15 % 10 % 5 % 0 % 30-39 ans 40-49 ans 50-54 ans Plus de 30 ans 55 ans Très bon ou bon Moyen Mauvas as ou ou très mauvas as Malade chronque Lmtatons actvtés tés habtuelles Source : enquête décennale Santé 2002-2003, INSEE, explotaton DREES. Champ : personnes en emplo de plus de 15 ans à la date de l enquête. GRAPHIQUE 3 État de ressent par les personnes en emplo selon leur âge et s ls ont eu ou non des arrêts de traval 50 ans et plus en emplo Mons de 50 ans en emplo 0 % Arrêt Arrêt de de trav traval al Pas Pas d'arrêt d arrêt de de traval trav al Arrêt Arrêt de de trav traval al Pas Pas d'arrêt d arrêt de de trav traval al Très bon ou bon Moyen Mauvas as ou très mauvas as Malade chronque Lmtatons actvtés tés habtuelles Source : enquête décennale Santé 2002-2003, INSEE, explotaton DREES. Champ : personnes en emplo de plus de 15 ans à la date de l enquête.

LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI n 2-2007 soldarté 9 un arrêt malade s estme en mauvase ou très mauvase alors qu à pene 1 % de ceux qu n ont pas eu d arrêt de traval affchent une telle percepton de leur état de. En conséquence, un état de ressent comme dégradé va de par avec le fat de s arrêter de travaller pour des rasons de. Pour autant, près de la moté des qunquagénares ayant connu un arrêt de traval se jugent en bonne ou en très bonne, ce qu représente tout de même une proporton élevée (cette proporton s élève à 71 % pour leurs cadets). De manère plus objectve, on observe que les sénors qu ont du s arrêter de travaller sont plus souvent attents de malades chronques que ceux qu ne se sont pas arrêtés et surtout 30 % d entre eux déclarent être lmtés dans leurs actvtés quotdennes alors que c est le cas de seulement 9 % des autres sénors. Autre sgne de cette percepton d un mons bon état de, les sénors ayant eu un arrêt de traval sont presque tros fos plus nombreux à avor sub une hosptalsaton 10 au cours des douze mos précédant l enquête (29 % contre 10 % des sénors qu ne se sont pas arrêtés). Des observatons smlares se dégagent pour les personnes en emplo de mons de 50 ans. Au total, l auto-percepton d un mauvas état de, s elle est ben lée à des dysfonctonnements médcaux objectfs, capte également des expérences et apprécatons personnelles (lées à la ve professonnelle, à la comparason à des pars, etc.). La prse en compte des relatons complexes, entre l âge, l état de et les arrêts de traval En matère d arrêt malade, les actfs nterrogés ont pu connaître une des stuatons suvantes : aucun arrêt, un seul arrêt, deux arrêts malade, tros arrêts, etc. Ces stuatons ont des valeurs, certes qualtatves mas qu peuvent être logquement ordonnées (0, 1, 2, etc.). Pour analyser ce type de stuatons, l convendrat de mettre en œuvre une régresson logstque vsant à décrre les probabltés de chox des ndvdus parm les optons ordonnées suvantes : zéro arrêt malade, un arrêt, deux arrêts, etc. (annexe 1). Mas ce type d analyse ne permet pas de tenr compte du len complexe qu exste entre l âge des personnes, leur état de et la propenson à connaître un ou des arrêt(s) malade. En effet, en rason des pathologes qu peuvent être à l orgne des arrêts malade, on peut ntrodure l état de ressent par les personnes comme facteur explcatf des probabltés de recours. Toutefos, cela pose quelques problèmes en rason du caractère ndénablement endogène de l état de. Ce constat légtme le fat d adopter une modélsaton «complète» qu, tout en estmant l nfluence d un certan nombre de facteurs sur l opnon qu ont les personnes de leur état général de, estme l mpact de cette opnon sur la probablté de recourr à un arrêt de traval, compte tenu d un certan nombre de caractérstques autres (âge, secteur d actvté, etc). L dentfcaton de ces facteurs jouant de façon smultanée est réalsée à l ade d un modèle Probt b-varé (tableau 3, modèle complet). En effet, l est clar que certans facteurs, qu ls soent ou non observés dans l enquête, permettent d explquer à la fos le recours à des arrêts malade et l état de tel que les personnes le ressentent. Formellement, cela revent à estmer smultanément les deux équatons suvantes : * - état _ = δ z + u (1) * - arrêt = β x + α état _ + v (2) * * avec état _ et arrêt deux varables latentes dont on observe la réalsaton par des varables bnares, l une mesurant l opnon en matère d état de général (bon ou très bon versus moyen, mauvas ou très mauvas), l autre repérant le recours aux arrêts de traval ; u et v sont corrélés s des caractérstques nobservées détermnent l opnon en matère d état de et les recours aux arrêts malade. Il peut toutefos être utle de comparer les résultats ans obtenus à ceux qu découlent d un modèle «smple» dans lequel l état de n ntervent que comme facteur explcatf du recours aux arrêts malade (tableau 3 10. Les hosptalsatons ayant eu leu au cours des douze mos précédant l enquête sont comptablsées dès lors que la personne est restée au mons une nut dans un servce de l hôptal ou d une clnque (sauf nut passée aux urgences).

10 n 2-2007 LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI TABLEAU 3 Les lens entre l arrêt de traval et l état de ressent Modèles probt ordonnés «smples» du nombre d'arrêts de traval : Probablté d'avor eu : 0 arrêt de traval, 1 arrêt, 2 arrêts ou plus Modèle complet (probt b-varé) : Deux probts dchotomques, estmés smultanément Source : enquête Santé 2002-2003, INSEE, explotaton DREES. Champ : personnes en emplo de plus de 15 ans. Note : pour tenr compte de la durée varable de l enquête selon les vagues, une varable dfférencant les personnes ayant été enquêtées sur 4 mos des autres, dont la durée d enquête est plus homogène (choss comme référence), a été ntrodute parm les varables explcatves, ben qu elle ne sot pas reportée c. L autre alternatve aurat été de corrger la varable d ntérêt en rapportant le nombre d arrêts à une durée moyenne d enquête de 62 jours. Cette opton n a pas été retenue car elle aurat rendu plus délcate la défnton des catégores ans que l nterprétaton des résultats. Lecture : le modèle complet estme smultanément la probablté de se déclarer en bonne ou très bonne (vs moyenne, mauvase ou très mauvase ) et la probablté d avor eu au mons un arrêt de traval (vs ne pas en avor eu), en tenant compte du caractère endogène de l état de ressent. La modalté notée «ref» correspond à la stuaton de référence pour chacun des facteurs consdérés. Les coeffcents sont sgnfcatvement dfférents de zéro au seul de 1 % (***), 5 % (**) ou 10 % (*) ou, lorsqu ls ne comportent pas d astérsques, ls ne sont pas sgnfcatvement dfférents de zéro aux seuls usuels lstés c-dessus. AVEC l'état de comme facteur explcatf SANS l'état de comme facteur explcatf Avor eu au mons un arrêt de traval Se sentr en bonne ou très bonne Se sentr en bonne ou très bonne -1,062 *** Âge Mons de 50 ans ref ref ref ref 50-54 ans -0,226 *** -0,135 *** -0,238 *** -0,301 *** 55 ans et plus -0,144 *** -0,03-0,173 *** -0,408 *** Sexe Femme 0,104 *** 0,135 *** 0,134 *** -0,03 Homme ref ref ref ref Stuaton famlale Ne vt pas en couple 0,037 0,026 0,014-0,049 * Vt en couple ref ref ref ref Nveau de dplôme Sans dplôme 0,033 0,063-0,019-0,242 *** Dplôme nféreur au bac (CEP, BEPC, etc.) ref ref ref ref Baccalauréat 0,024-0,009 0,014 0,082 ** Supéreur au baccalauréat 0,015-0,021 0,018 0,181 *** Catégore soco-professonelle Indépendants non agrcoles (y.c. prof. lbérales) -0,359 *** -0,360 *** -0,331 *** 0,088 Cadres -0,215 *** -0,233 *** -0,171 *** 0,271 *** Professons ntermédares -0,132 *** -0,124 *** -0,097 ** 0,111 *** Employés -0,125 *** -0,128 *** -0,115 ** 0,078 ** Ouvrers ref ref ref ref Secteur d'actvté Agrculture : À son compte -0,283 ** -0,254 ** -0,236 ** 0,081 Salaré agrcole 0,06 0,024 0,03 0,056 Industre ref ref ref ref Constructon, BTP 0,011-0,027-0,039-0,059 Transports 0,036 0,009 0,017-0,028 Actvtés fnancères -0,037-0,015-0,045-0,047 Actvtés mmoblères 0,047 0,035 0,055-0,017 Commerce -0,086-0,113 ** -0,107 ** 0,028 Servces aux entreprses 0,001 0,023-0,001-0,078 Servces aux partculers -0,118 ** -0,118 * -0,136 ** -0,086 * Éducaton,, acton socale 0,067 0,062 0,056-0,043 Admnstraton 0,076 0,075 0,069-0,05 Âge au premer emplo 15 ans ou mons ref ref ref ref Entre 16 et 20 ans -0,088 * -0,106 ** -0,047 0,145 *** Plus de 20 ans -0,159 *** -0,202 *** -0,127 ** 0,177 *** Durée hebdomadare de traval Mons de 35 heures -0,066 * -0,025-0,055-0,098 *** 35 à 40 heures ref ref ref ref 40 à 50 heures -0,106 ** -0,111 *** -0,095 ** 0,02 Plus de 50 heures -0,183 *** -0,169 *** -0,186 *** -0,103 ** Temps de trajet domcle-traval Mons de 30 mnutes ref ref ref ref 30 mnutes à 1 heure 0,037 0,033 0,03-0,035 1 heure à 2 heures 0,048 0,089 0,023-0,154 *** Plus de 2 heures 0,068 0,081 0,066-0,147 *** Nveau de ve du ménage 1 er quartle de revenu par unté de consommaton -0,046-0,025-0,084 ** -0,117 *** 2 ème quartle de revenu par unté de consommaton ref ref ref ref 3 ème quartle de revenu par unté de consommaton 0,006-0,002-0,003 0,032 4 ème quartle de revenu par unté de consommaton 0,054 0,037 0,044 0,073** Évènement survenus dans le passé depus le premer emplo A connu une(ou des) nterrupton(s) de traval pour rasons de 0,236 *** 0,437 *** 0,234 *** -0,577 *** A connu une(ou des) pérode(s) de chômage 0,046 0,080 *** 0,048-0,068 *** depus l'âge de 18 ans, parce qu'l n'avat plus de domcle personnel A été hébergé par une assocaton, un centre d'hébergement, etc. -0,270 * -0,18-0,305 *** -0,208 * A du dormr dans la rue, un véhcule, un hall d'mmeuble, etc. 0,16 0,219 0,114-0,257 ** État de général perçu Très bon -0,186 *** Bon ref Mauvas 0,307 *** Très mauvas 0,673 *** Lmtatons dans la ve quotdenne Connaît des lmtatons dans les actvtés que les gens font habtuellement 0,451 *** N'en connaît pas ref Seul 2 (2 arrêts ou plus) 1,908 *** 1,858 *** Seul 1 (1 arrêt de traval) 1,195 *** 1,177 *** Constante -0,287 *** 0,916 *** Rho 0,371 ***

LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI n 2-2007 soldarté 11 probt ordonné «smple» avec état de ), vore n est même pas prs en compte (tableau 3 probt ordonné «smple» sans état de ). Consdérer l opnon des ndvdus sur leur état de comme facteur explcatf du recours aux arrêts malade peut, en effet, être dscuté. D un côté, elle serat a pror un détermnant mportant tout smplement car on peut s arrêter de travaller en rason d un grave problème de. Les résultats des estmatons seraent alors basés s l on omettat cette varable. D un autre côté, on magne asément que les réponses données par les personnes sur leur opnon en matère d état général de sont nfluencées par leur stuaton vs-à-vs des arrêts malade : ceux qu se sont arrêtés de travaller récemment auraent tendance à avor une mage plus négatve de leur état de. Ce bas potentel peut s avérer fnalement relatf, car l état de ressent peut-être, comme on le consdère c (de mêmes que certans auteurs), une approxmaton satsfasante de l état de «objectf». Qu en est-l de la durée des arrêts malade des actfs qu s arrêtent de travaller pour des rasons de? Il est auss mportant de s nterroger sur la durée pendant laquelle les qunquagénares en emplo s arrêtent de travaller dans la mesure où c est cette catégore de personnes qu connaît les plus longues durées d ndemnsaton. Les résultats descrptfs présentés c-dessus montrent d alleurs que s les sénors ne s arrêtent pas plus fréquemment que leurs cadets, ls s arrêtent plus longtemps. Ce constat est-l toujours le même s l on rasonne à caractérstques égales? Pour répondre à cette queston, la stratége économétrque qu semble à premère vue la plus adaptée est celle généralement employée pour analyser, par exemple, la durée de chômage des personnes sans emplo, à savor un modèle de durée. De part la nature même des données, notamment la dstrbuton des durées, on utlse un modèle - dénommé «modèle à hasards proportonnels» (en partculer, le modèle de Cox) - qu permet d estmer l mpact des caractérstques soco-économques sur la probablté condtonnelle de sortr d arrêt malade (donc de reprendre son traval) au bout de «t» jours, sachant que la personne est restée en arrêt jusqu à cette pérode (annexe 2). Mas, avec ce type de modélsaton les estmatons sont condutes unquement sur la populaton des personnes qu se sont arrêtées (qu ont une durée d arrêt strctement postve) : les résultats des estmatons peuvent donc être entachés de bas dans la mesure où la populaton de ceux qu se sont arrêtés est partculère. Auss, afn de confrmer (ou d nvalder) les résultats obtenus à partr de ce modèle de durée, on a également utlsé un «modèle de comptage», un modèle à deux étapes, qu permet d estmer le nombre de jours d arrêt malade (1 jour, 2 jours, etc.) tout en évaluant en même temps la probablté d avor zéro jours d arrêt de traval, en foncton des caractérstques soco-économques des personnes en emplo. On peut alors tenr compte explctement de deux phénomènes (annexe 2) : le fat qu l y a «surabondance de zéros» (89 % des personnes en emplo ont connu zéro jour d arrêt malade) et le fat qu l exste deux types de zéros (d un côté quand les ndvdus, face à un problème de, décdent de ne pas s arrêter alors qu ls pourraent le demander, de l autre, quand les personnes ne font face à aucun événement susceptble d entraîner un arrêt de traval). Il ressort de la comparason des estmatons résultant d un côté d un modèle de durée estmé sur une populaton pourtant partculère, et de l autre d un modèle de comptage, que les conclusons en termes de durée des arrêts malade sont globalement smlares. Auss, seuls les résultats du modèle de comptage seront commentés c. L objectf est donc de décrre dans quelle mesure l âge et l état de des personnes, dans un premer temps, mas auss leurs autres caractérstques, dans un deuxème temps, jouent respectvement sur la probablté de s arrêter de travaller et auss sur la durée des arrêts malade.

12 n 2-2007 LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI 11. Cet effet de l âge est auss confrmé avec le modèle de durée, malgré ses lmtes quant à la sélecton de la populaton observée : toutes choses égales par alleurs, les personnes en emplo de plus de 50 ans sortent mons vte d arrêt malade que leurs cadets (tableau de l annexe 2). 12. Les sénors de 55 ans et plus se dstnguent peu, vore pas, des sénors mons âgés, tant sur la fréquence que sur la durée des arrêts. Cela peut être lé au phénomène de sélecton de cette populaton sgnalé auparavant : ceux attent des pathologes les plus graves sont déjà sorts de l emplo et ne sont donc pas observés c. 13. La méthode et le champ de l étude de la CNAMTS dffèrent notablement de ceux de l étude présentée c : elle porte sur la populaton du régme général en arrêt de traval de 2 à 4 mos. Tros populatons sont étudées, la premère consttuée d assurés avec une durée moyenne d arrêts de traval de 67 jours, la deuxème avec une durée de 81 jours et de 111 jours pour la trosème. 14. Tableau 4 : coeffcent Rho sgnfcatvement dfférent de zéro. Les sénors se jugent en mons bonne, recourent mons aux arrêts malade, mas s arrêtent plus longtemps que leurs cadets S l on ne tent pas compte du caractère endogène de l état de, les sénors ont, toutes choses égales par alleurs, une probablté plus fable que leurs cadets d avor des arrêts de traval, ce qu confrme les résultats descrptfs exposés précédemment (tableau 3 et tableau 4). À caractérstques égales les sénors se jugent en mons bonne que leurs cadets et ce d autant qu ls sont plus âgés (tableau 3, modèle complet). Au fnal, l mpact de l âge est ben confrmé : les travalleurs âgés - qu ls aent entre 50 et 54 ans ou qu ls soent âgés de plus de 55 ans - ont toujours une plus fable probablté que leurs cadets de recourr aux arrêts de traval, alors même que l on tent compte de leur état de et de son caractère endogène (tableau 3, modèle complet). Par contre, lorsque les qunquagénares s arrêtent de travaller leurs arrêts durent plus longtemps 11. Cec confrme, là encore, l analyse descrptve présentée précédemment : toutes choses égales par alleurs, les actfs âgés de 50 à 54 ans, ans que ceux âgés de 55 ans et plus, ont non seulement une probablté plus élevée d avor zéro jour d arrêt mas auss un nombre de jours d arrêt malade plus mportant que leurs cadets (tableau 4) 12. Les études réalsées sur ce sujet aboutssent à des conclusons smlares, au premer rang celles de T. Renaud qu concluent à une dmnuton rapde de la probablté d être en arrêt malade à partr de 30 ans, alors que la durée des arrêts a plutôt tendance a s accroître avec l âge, toutes choses égales par alleurs. Les auteurs soulgnent également que plus l âge de l assuré est avancé au moment où l a un arrêt malade, plus ses chances de revenr au traval sont fables. L étude réalsée par la CNAMTS (op. cté) concluat auss que «la proporton des 50 ans et plus état plus élevée pour les arrêts de longue durée» 13. La durée de la ve professonnelle a au fnal un effet sur l opnon en matère d état général de et auss sur la probablté de recours aux arrêts de traval et sur leurs durées. En effet, les génératons les plus ancennes ont commencé à travaller plus tôt que les génératons récentes. Auss une exposton plus longue à des contrantes et nusances lées au traval peut explquer non seulement le sentment d être en plus mauvase mas auss un recours plus mportant aux arrêts malade. C est ce que l on observe en tenant compte de l âge au premer emplo comme facteur explcatf : plus les personnes ont commencé à travaller tard, plus elles estment se sentr en melleure. De plus, les personnes ayant commencé à travaller le plus tard (alors qu elles avaent plus de 20 ans au premer emplo) ont, comparatvement à celles ayant débuté le plus tôt (à 15 ans ou avant), mons de rsques d avor eu un arrêt de traval et ont un nombre de jours d arrêt malade plus fable. Par alleurs, l ressort nettement de la modélsaton smultanée que des facteurs non observés jouent à la fos sur l état de et sur les arrêts malade : des facteurs qu explqueraent smultanément l état de et le recours aux arrêts sont corrélés entre eux 14. Par exemple, des personnes hypocondraques (caractérstque que l on n observe pas) ont vrasemblablement une apprécaton négatve de leur état de et en même temps auraent tendance à sollcter un arrêt de traval dès lors qu un problème de, même bénn, les affecte. On observe également ben que le fat de se sentr en bonne ou très bonne a un fort effet négatf sur la probablté d avor recours à un arrêt de traval, alors même que les facteurs susceptbles d explquer l état de ressent et le recours aux arrêts de traval sont auss prs en compte dans le modèle (tableau 3, modèle complet). Enfn, parm les autres caractérstques socodémographques des personnes nterrogées, on peut noter que le fat de vvre en couple ou non n a pas d mpact sgnfcatf sur la probablté d avor eu un arrêt de traval plutôt que de ne pas en avor eu. Les travaux portant sur les détermnants de la prescrpton d arrêt de traval, dont ceux de T. Renaud, n aboutssent

LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI n 2-2007 soldarté 13 TABLEAU 4 Estmaton du nombre de jours d arrêt malade (modèle de comptage) Modèle ZINB ("Zero-nflated negatve bnomal ") Nombre de jours d arrêt malade (bnomal négatf) : 1, 2, 3, etc. Probablté d'avor zéro jour d'arrêt malade (Probt) Âge Mons de 50 ans ref ref 50-54 ans 0,374 *** 0,264 *** 55 ans et plus 0,398 *** 0,127 *** Sexe Femme 0,078 *** -0,134 *** Homme ref ref Stuaton famlale Ne vt pas en couple -0,160 *** -0,032 *** Vt en couple ref ref Nveau de dplôme Sans dplôme -0,019-0,066 *** Dplôme nféreur au bac (CEP, BEPC, etc,) ref ref Baccalauréat -0,116 *** -0,015 Supéreur au baccalauréat 0,038 0,035 * Catégore soco-professonelle Indépendants non agrcoles (y.c. prof. lbérales) -0,135 * 0,523 *** Cadres -0,400 *** 0,308 *** Professons ntermédares -0,236 *** 0,163 *** Employés 0,018 0,173 *** Ouvrers ref ref Secteur d actvté Agrculture : À son compte -0,573 *** 0,537 *** Salaré agrcole 0,430 *** 0,149 *** Industre ref ref Constructon, BTP 0,021 0,027 Transports, actvtés fnancère, actvtés mmoblères -0,017-0,031 Commerce 0,263 *** 0,119 *** Servces aux entreprses 0,113 ** -0,044 * Servces aux partculers -0,180 *** 0,103 *** Éducaton,, acton socale 0,056-0,052 *** Admnstraton -0,148 *** -0,127 *** Âge au premer emplo 15 ans ou mons ref ref Entre 16 et 20 ans -0,215 *** 0,096 *** Plus de 20 ans -0,403 *** 0,186 *** Lmtatons dans la ve quotdenne Lmtatons dans les actvtés que les gens font habtuellement 0,654 *** -0,783 *** N en connaît pas ref ref Constante -1,601 *** 0,956 *** Prse en compte du nombre de jours d'enquête pendant lesquels on observe les arrêts de traval Coeffcent de dsperson : α Test de Vuong - modèle ZINB vs modèle Négatf bnomal standard : z = 36,08 Pr>z = 0,0000 ou 2,041 et log(alpha) = 0,714 *** ou Source : enquête décennale Santé 2002-2003, INSEE, explotaton DREES. Champ : personnes en emplo de plus de 15 ans. Lecture : la modalté notée «ref» correspond à la stuaton de référence pour chacun des facteurs consdérés. Les coeffcents sont sgnfcatvement dfférents de zéro au seul de 1 % (***), 5 % (**) ou 10 % (*) ou, lorsqu ls ne comportent pas d astérsques, ls ne sont pas sgnfcatvement dfférents de zéro aux seuls usuels lstés c-dessus.

14 n 2-2007 LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI 15. L étude de la CNAMTS sgnalat que quelle que sot la durée de l arrêt de traval, les complcatons de grossesse concernaent une assurée sur 10. 16. Les artsans peuvent bénéfcer depus 1995 d un régme oblgatore d ndemntés journalères. Ce système a été étendu aux commerçants au 1 er jullet 2000 (Amp, 2002). pas non plus à des conclusons clares quant à l nfluence de la charge famlale. En revanche, les femmes ont plus de chances que les hommes d avor un arrêt de traval, mas leurs arrêts ne durent pas plus longtemps. La dernère étude de la CNAMTS (2004), de même que des travaux plus ancens (CNAMTS, 1997), concluaent auss que les assurés en arrêts de traval étaent plus souvent des femmes. Deux éléments pourraent explquer, en parte, ce phénomène : tout d abord le fat que l arrêt peut auss concerner, en fat, un problème de touchant leurs enfants, ensute une parte des arrêts repérés c, peuvent concerner des femmes ayant eu des complcatons lées à leur grossesse 15. Au delà de ce premer état des leux, l mporte de tenr compte également de l mpact de la stuaton des personnes vs-à-vs du marché du traval (catégore socale et secteur d actvté, reflétant en parte leurs condtons de traval) et de leurs caractérstques soco-démographques (sexe, stuaton famlale) tant sur la propenson à s arrêter de travaller pour des rasons de que sur la durée des arrêts malade. En effet, les sénors ne sont pas réparts dans l emplo de la même manère que leur cadets : cet état de fat résulte de dynamques dfférentes dans le développement des professons (décln des agrculteurs, développement des professons du tertare, par exemple). Auss, peut-on se demander s, en rasonnant à âge et à opnon sur l état de comparables, les actfs en emplo ont, selon leur catégore socoprofessonnelle et selon leur secteur d actvté, une propenson dfférente à s arrêter de travaller et une durée d arrêt varable. Il s avère que, outre l âge et l état de ressent, le statut d emplo (salaré/non-salaré), la catégore socale et le secteur d actvté ont un mpact tant sur le recours aux arrêts de traval que sur leur durée. Les ndépendants s arrêtent mons fréquemment de travaller pour rasons de et leurs durées d arrêt sont plus courtes À caractérstques égales, en contrôlant unquement de l état de (tableau 3, modèle «smple»), les ndvdus qu exercent comme non-salarés, qu ls soent agrculteurs, artsans, commerçants ou professons lbérales ont une probablté nettement plus fable que les salarés, notamment les ouvrers prs comme référence, d avor eu un arrêt de traval. Par alleurs, dès lors qu ls sont en arrêt malade, les ndépendants s arrêtent mons longtemps de travaller que les salarés. Cette partcularté des ndépendants s explque tant par la nature même de leur actvté que par un système de protecton socale en matère d ndemnsaton des arrêts malade auparavant mons favorable qu l ne l état pour les salarés, du mons jusqu au mleu des années 90 16. Malgré les améloratons apparues depus dans ce domane, l est probable que le pods du passé explque en parte cette mondre propenson à avor des arrêts de traval. D alleurs, les non-salarés ont la probablté la plus fable, toutes choses égales par alleurs (état de déclaré, sexe et âge, revenu du ménage) d entamer un épsode de sons, c est-à-dre d avor un recours médcal, pour une malade donnée ou sute au renvo par un médecn à un pratcen spécalsé (DREES, 2006). Par alleurs, l actvté de l explotaton, de l entreprse ou du cabnet qu ls gèrent dépend en grande parte de leur présence à sa tête, de même que les revenus d actvté qu ls en trent pour eux et leur famlle. Or, en cas d arrêt de traval, les charges professonnelles nhérentes à l actvté ndépendante contnuent de courr. Dès lors que l on estme en même temps l opnon en matère d état de (tableau 4, modèle complet), l effet du «statut» (être ndépendant plutôt que salaré) sur la probablté de recourr à un arrêt de traval reste négatf. Effectvement, les artsans, commerçants et professonnels lbéraux se jugent en melleur état de que les ouvrers. Se jugeant ans, ls ont au fnal mons de chances de recourr aux arrêts malade. Ce résultat dot toutefos être nuancé : s la probablté de recours aux arrêts de traval reste mondre pour les agrculteurs explotants, ces derners ne se consdèrent pas pour autant en melleure que les ouvrers prs en référence. On peut vor là un mpact encore plus mportant pour les agrculteurs que pour les autres ndépendants d un système d ndemnsaton mons favorable et d habtudes de consommaton de sons dfférentes (au sens large du terme). D alleurs, les

LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI n 2-2007 soldarté 15 agrculteurs explotants qu s arrêtent ont, toutes choses égales par alleurs, un nombre de jours d arrêt malade nettement plus fable que celu des autres actfs. Les ouvrers : des arrêts de traval plus fréquents et plus longs, allant de par avec une pénblté physque qu reste prégnante Les salarés qu ont la plus forte probablté de s arrêter de travaller pour des rasons de, toutes choses égales par alleurs, sont les ouvrers. Ce sont auss eux qu, comparatvement aux autres salarés, s estment en mons bonne. Le monde ouvrer a ben sûr changé ; aujourd hu le terme même «ouvrer» ne recouvre pas complètement ce qu l désgnat l y a ne serat-ce qu une vngtane d année. Selon Goux et Maurn (1998), le fat marquant de ce changement est avant tout qualtatf : la moté des ouvrers travallent désormas dans des entreprses de servces, alors qu ls étaent mons d un quart à la fn des années soxante. Leurs fonctons ont donc évolué et s apparentent de plus en plus à celles d un servce, avec un rapport à la clentèle beaucoup plus drect qu auparavant : ces «nouveaux ouvrers» sont chauffeurs-lvreurs, réparateurs d équpements ménagers, etc. D alleurs, les ouvrers déclarent plus fréquemment qu l y a près de dx ans être exposés à des contrantes organsatonnelles (rythme de traval mposé par une demande extéreure, contact drect avec le publc) qu restent l apanage d autres catégores socales, notamment celle des employés de commerce et des servces. D alleurs, on observe même un certan déplacement de l emplo ouvrer non qualfé : «s le label «ouvrer non qualfé» dsparaît pett à pett de l ndustre, les emplos ne nécesstant pas beaucoup de qualfcaton et mplquant des tâches manuelles renassent partout alleurs dans le tertare. Smplement, ls renassent sous le nom d «employé», celu là même dont Chenu, dans son lvre L archpel des employés, a montré toute la dffculté à sasr l unté.» (Goux et Maurn, 1998). Mas, d après l enquête Sumer 2003, réalsée par la DRT et la DARES, on peut observer que des fgures domnantes perdurent et concernent toujours une parte du traval ouvrer (en partculer les ouvrers non qualfés de type ndustrel ou artsanal) : le fat de travaller «en stuaton fatgante» (par exemple, poston debout, traval répéttf plus de 20 h par semane) et d être exposé à des «postures pénbles» (postf à genoux, manten des bras en l ar plus de 2 h par semane) 17, de devor manutentonner des charges lourdes 18 ou encore de pratquer le traval de nut. Par alleurs, les contrantes de type posturales, artculares, la manutenton manuelle de charges lourdes, etc., peuvent se cumuler : les ouvrers sont la prncpale catégore socale touchée par ce cumul qu augmente les rsques de troubles musculo-squelletques, prncpale cause aujourd hu de malade professonnelle (Arnaudo, Hamon-Cholet et Waltsperger, 2006). Même s l effet de sélecton est net chez les ouvrers soums au traval posté, au traval de nut et à la pénblté physque - ces postes étant confés aux plus résstants d entre eux et ceux qu s y mantennent ont une qu le leur permet (Bourget-Devouassoux, Volkoff, 1991) -, l n en demeure pas mons qu à terme, de telles condtons de traval ont ndénablement des effets dfférés sur la. Ans, les ouvrers sont parm les catégores de salarés qu ont, toutes choses égales par alleurs, les arrêts malade les plus longs : ls ont la probablté la plus fable de n avor aucun jour d arrêt malade et, de même que les employés, ont un nombre de jours d arrêt plus élevé que celu des autres salarés et des ndépendants (tableau 4). D alleurs, Afsa et Gvord (2006), en utlsant les données de l enquête Emplo, montrent clarement que chez les ouvrers le fat de travaller avec des horares rrégulers (horares alternés ou varables d une semane à l autre) a un mpact mportant sur la probablté de s arrêter pour cause de malade, alors même qu ls tennent compte du bas éventuel qu pourrat résulter de l effet de sélecton dans les postes de traval occupés. 17. Arnaudo B. et al, 2006, DARES, mars. 18. Floury et al, 2006.

16 n 2-2007 LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI 19. La nomenclature utlsée c s approche au meux de la Nomenclature économque de synthèse (NES) adoptée par l INSEE en 1994. Il s agt d une double nomenclature natonale - d actvtés économques et de produts - agrégée, pertnente pour l analyse économque. 20. Outre le contact avec le publc et la presson de la demande exgeant une réponse mmédate, on peut cter auss le fat «de ne pouvor fare varer les délas», ou encore «d être dépendant vs-à-vs du traval de ses collègues». Les salarés du commerce s arrêtent mons fréquemment, mas plus longtemps : le pods de la pénblté «vécue»? C est dans le commerce et les actvtés de servces aux partculers (hôtellere-restauraton ) 19 que le rsque d avor eu un arrêt de traval est le mons élevé. C est donc dans les secteurs d actvté dans lesquels la nature du traval condut les personnes à être en contact drect avec le publc et condtonne leur rythme de traval (mposé par une demande extéreure oblgeant à une réponse mmédate), que la propenson aux arrêts malade est la plus fable. En effet, toujours d après l enquête Sumer 2003, le commerce de détal et l hôtellere-restauraton sont, parm les actvtés relevant du tertare, les secteurs les plus exposés à de telles contrantes organsatonnelles 20 (DARES, 2004 et 2006). Des contrantes de ce type, lées à l exgence du marché et à une certane presson exercée par la demande, peuvent explquer le fat que les salarés de ces secteurs n ont fnalement que peu de lattude pour s absenter de leur traval. Des contrantes organsatonnelles prégnantes - par exemple, la nécessté d avor en permanence des salarés présents pour répondre aux clents - peuvent, par alleurs, ncter les employeurs à être partculèrement vglants, ce qu peut à l extrême les condure à refuser que leurs salarés s arrêtent, sous pene de leur trouver un remplaçant. Peut auss jouer dans ce sens le fat que, même s les employés sont en général mons exposés que les ouvrers à des contrantes de pénblté physque du traval, les employés de commerce et des servces sont auss soums à des contrantes de type physque : stuatons fatgantes, postures pénbles, mas auss la manutenton qu est une pratque courante des employés relevant du commerce (employés de lbre-servce, cassers). Pour autant, les salarés du commerce n estment pas qu ls sont en melleure que les autres (tableau 3) : cela confrmerat le fat que c est plutôt la nature même de ce type d actvté et les contrantes organsatonnelles qu y sont attachées qu explque leur mondre recours aux arrêts malade. Par alleurs, même s ls recourent mons aux arrêts de traval, les actfs du commerce affchent, toutes choses égales par alleurs, un nombre de jours d arrêt malade plus élevé que les salarés des autres secteurs, (horms les salarés agrcoles, tableau 4). On peut alors se demander s les pénbltés «vécues» au traval - l s agt là d une noton subjectve, lée à la percepton des condtons de traval (tenson psychque, «stress», etc.) - ne conduraent pas les personnes concernées à être rétcentes à une reprse du traval, ce qu les ncterat à s arrêter plus longtemps. Le constat en matère d état de et de durée d arrêt de traval est tout autre pour les personnes travallant dans les servces aux partculers : ls ont auss une probablté plus fable d avor eu un arrêt malade alors même qu ls s estment en mons bonne que tous les autres salarés, notamment ceux du commerce. En effet, les actvtés de servces aux partculers notamment l hôtellere restauraton présentent de part la nature même du traval certanes partculartés (traval en horares décalés, etc.) qu pourraent explquer, à travers un jugement plutôt négatf porté sur l ncdence des effets de la ve au traval sur la, ce sentment de se sentr en mons bonne. Mas ce n est pas pour autant qu ls s arrêtent plus longtemps que les autres salarés, au contrare, ls ont un nombre de jours d arrêt malade nféreur à celu des autres actfs non agrcoles. Les salarés des autres secteurs ne s arrêtent pas plus fréquemment que ceux de l ndustre Les salarés travallant dans les autres secteurs d actvté (constructon, servces aux entreprses, admnstraton, etc.) ne se dstnguent pas sgnfcatvement de ceux travallant dans l ndustre du pont de vue de la fréquence des arrêts malade. Et cela alors même que dans certans secteurs d actvté les rsques professonnels sont relatvement plus mportants tels qu une pénblté physque avérée, qu elle

LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI n 2-2007 soldarté 17 découle de cadences mposées (par exemple, certans méters du bâtment), de manutenton de lourdes charges ou d exposton à des rsques (bologques, produts chmques) lassant des traces (douleurs, vellssement précoce), autant d éléments condusant à une prévalence relatvement mportante de certanes malades, telles que les lombalges par exemple (Lasfargues et Molné, 2005). On pourrat penser que cette pénblté du traval, qu touche partculèrement les salarés de la constructon et du BTP, ne se traduse non pas par une fréquence accrue de s arrêter mas plutôt par une durée d arrêt plus longue. Mas, aux vues des résultats des estmatons de la durée des arrêts malade, cette hypothèse n est pas confrmée. D un côté, s l on ne tent compte que des actfs ayant connu un arrêt de traval, les salarés de la constructon et du BTP sortent d arrêt malade un peu plus lentement que ceux de l ndustre (tableau de l annexe 2). De l autre côté, les salarés de la constructon et du BTP ne se dstnguent pas des salarés de l ndustre quant à la probablté de ne pas s arrêter et, lorsqu ls s arrêtent, ls ne comptablsent pas plus de jours d arrêt de traval (tableau 4). In fne, l mpact de l âge sur la propenson à recourr aux arrêts malade est ben confrmé mas pas dans le sens que l on aurat pu attendre. Les travalleurs âgés ont une plus fable probablté que leurs cadets de recourr aux arrêts de traval, toutes choses égales par alleurs. Mas cette populaton des personnes en emplo est sélectonnée et cette sélecton est sans doute d autant plus forte à mesure que l âge augmente : ceux qu restent en emplo sont en melleure que ceux qu en sont sorts. Il n en demeure pas mons que lorsqu ls ont des arrêts de traval, les sénors s arrêtent plus longtemps que leurs cadets, sot que les pathologes dont ls sont attents sont plus lourdes, sot qu ls souhatent passer mons de temps à leur traval (notamment s ls n en sont pas satsfat), sot qu éventuellement (dans un contexte marqué par le durcssement des condtons d accès aux dspostfs de préretrates) des poltques d entreprses sont à l œuvre et favorsent une mse à l écart du marché du traval pour les travalleurs âgés. Il convent également de précser que les prescrpteurs de sons ont auss probablement joué un rôle non néglgeable.

18 n 2-2007 LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI Références bblographques Afsa C. et Gvord P., 2006, «Le rôle des condtons de traval dans les absences pour malade», Document de traval, n G2006/07, INSEE. Arnaudo B., Hamon-Cholet S. et Waltsperger D., 2006, «Contrantes posturales et artculares au traval», Premères Informatons, Premères synthèses, n 11.2, DARES, mars. Arnaudo B., Magaud-Camus I., Sandret N. et Coutrot T., Floury M.-C., Gugnon N., Hamon-Cholet S., Waltsperger D., 2004, «L exposton aux rsques et aux pénbltés du traval de 1994 à 2003, premers résultats de l enquête SUMER 2003», Premères nformatons, Premères synthèses, n 52.1, DARES, décembre. d Autume A., Betbèze J.-P. et Harault J.-O., 2005, «Les sénors et l emplo en France», rapport du Consel d analyse économque, La documentaton Françase. Assurance malade des professons ndépendantes (AMPI), 2002, «Les ndemntés journalères», rapport, décembre. Aubert P., 2003, «Les qunquagénares dans l emplo salaré prvé», Économe et Statstques, n 368, INSEE. Auvray L., Doussn A. et Le Fur P., 2003, «Santé, sons et protecton socale en 2002», Questons d économe de la, n 78, IRDES, décembre. Barnay T., 2005, «Les modaltés de cessaton d actvté pour rasons de», rapport fnal, IRDES, décembre. Bosguérn B. et Raynaud D, avec la collaboraton de Breul-Grener P., 2006, «Les trajectores de sons en 2003», Études et Résultats, n 463, DREES, févrer. Bourget-Devouassoux J. et Volkoff S., 1991, «Blan de des carrères d ouvrers», Économe et statstques, INSEE. CNAMTS, 2004, «Des tendances de fond aux mouvements de court terme», Pont de conjoncture, n 21, janver. CNAMTS, 2004, Drecton du servce médcal, Msson des sons de vlle, «Descrpton des populatons du régme général en arrêt de traval de 2 à 4 mos», octobre. Coutrot T. et Waltsperger D., 2005, «L emplo des sénors souvent fraglsé par des problèmes de», Premères Informatons, Premères synthèses, n 08.1, DARES, févrer. DARES, 2006, «Les expostons aux rsques professonnels par secteur d actvtés, résultats SUMER 2003», Document d études, n 109, mars. Floury M.-C., Magaud-Camus I., Rouxel C. et Vnck L., 2006, «La manutenton manuelle de charges en 2003 : la mécansaton n a pas tout réglé», Premères Informatons, Premères synthèses, n 11.3, DARES, mars. Gourdol A., 2005, «Les nterruptons d actvté pour rasons de au cours de la ve professonnelle», Études et Résultats, n 418, DREES, jullet. Goux D. et Maurn E., 1998, «La nouvelle condton ouvrère», Notes de la fondaton Sant-Smon, octobre. Lasfargues G., en collaboraton avec Molne A.-F. et Volkoff S., 2005, «Départs en retrate et «travaux pénble», l usage des connassances scentfques sur le traval et ses rsques à long terme pour la», rapport de recherche du Centre d études de l emplo, n 19, avrl. Merler R., 2005, «Tassement des préretrates en 2004», Premères Informatons, Premères synthèses, n 19.3, DARES, ma. Merlere J. et Venere U., 1999, «Les arrêts malade ndemnsés en 1997», Pont Stat n 21, CNAMTS. Mdy F., 2005, «Les ndemntés journalères versées au ttre des arrêts malade par le régme général : états des leux et détermnants», revue médcale de l Assurance malade, volume 36 n 3, jullet-septembre. Molne A.-F., 2005, «Enquête et ve professonnelle après 50 ans, résultats par secteurs d actvté», rapport de recherche du Centre d études de l émplo, n 26, octobre. Rapoport B., 2006, «Âge de départ souhaté, âge de départ prévu et lberté de chox en matère d âge de départ à la retrate», Dossers Soldarté et Santé, DREES, n 3 jullet septembre. Renaud T. et Grgnon M., 2004, «Sckness and njury leave n France: moral hazard or stran?», communcaton au workshop du Collège des Économstes de la Santé (CES), janver.

LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI n 2-2007 soldarté 19 ANNEXE 1 L analyse de la fréquence des arrêts de traval Un modèle de Probt ordonné pour analyser le nombre d arrêts de traval La varable à explquer est qualtatve avec des modaltés qu peuvent être ordonnées dans un ordre crossant : aucun arrêt de traval, un arrêt de traval, deux arrêts, etc. À des fns de comparablté avec l autre modèle estmé et retenu n fne (Probt b-varé), on a retenu un modèle de Probt ordonné. Cette méthode sert à décrre les probablté de chox d un ndvdu parm des optons ordonnées : 0, 1 arrêt, 2 arrêts, etc. La modélsaton repose sur la noton de varable latente. On suppose l exstence d une varable contnue nobservable «d utlté de l arrêt malade» et l on consdère deux bornes µ 1 et µ 2 : - la premère borne sépare les ndvdus n ayant connu aucun arrêt de traval de ceux s étant arrêtés une fos de travaller pour rasons de ; - la seconde borne sépare les personnes qu se sont arrêtées une fos de celles qu se sont arrêtées deux fos ou plus 1. Estmatons * Sot la varable latente non observée arrêt, reflétant la stuaton de la personne vs-à-vs de l arrêt de traval. On observe unquement le nombre d arrêt de traval effectvement utlsés, avec le nombre d arrêts. On pose : * arrêt = β x + v (1) arrêt * = 0 1 s * * < arrêt < µ 1, arrêt = 0 0 snon ; arrêt * = 1 1 s * * µ 1 < arrêt < µ 2, arrêt = 1 0 snon ; * arrêt = 2 1 s < * µ < * 2 arrêt +, arrêt = 2 0 snon. Les paramètres et µ 1 et µ 2 sont nconnus. On estme alors smultanément les coeffcents β et µ j. Résultats des estmatons Les résultats des estmatons fgurent dans le tableau 3 : colonne de gauche «AVEC l état de comme facteur explcatf» et deuxème colonne en partant de la gauche «SANS l état de comme facteur explcatf». 1. En rason du fable nombre de personnes ayant déclaré 3 arrêts, 4 arrêts, etc., le chox a été fat de regrouper les ndvdus ayant connu 2 arrêts ou plus (2,8 % des actfs occupés).

20 n 2-2007 LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI ANNEXE 2 Analyser la durée des arrêts de traval avec un modèle de durée Applqués à l orgne en épdémologe (par exemple dans l analyse de la durée de ve des malades ayant sub tel tratement), les modèles de durée ont depus été ntroduts en scences économques et sont applqués dans le domane de la moblté, qu elle sot professonnelle ou spatale (durée d emplo, durée de chômage, processus de recherche d emplo, mgraton, etc.). La durée s entend comme étant la pérode passée dans un état donné, à savor c la pérode passée en arrêt malade. De telles données peuvent être «censurées» : lors de la pérode d observaton, certans ndvdus ne sont pas sorts de l état dans lequel ls se trouvent, dès lors, on ne sat pas comben de temps a pror l ndvdu persstera encore dans l état étudé (censure à drote). En ce qu concerne cette étude, les données utlsées pour analyser la durée (encadré 2) sont peu censurées : lors des vstes 2 et 3, l a été demandé aux personnes nterrogées le nombre total de jours d arrêt malade prescrt par le médecn, que cette pérode d arrêt sot révolue ou ben qu elle dépasse la date d observaton. Ben évdemment, toute personne pourra connaître des arrêts malade ultéreurement, vore un renouvellement de l arrêt actuel, en cas de «rechute», par exemple. Quelques repères sur les grands prncpes des modèles de durée Deux fonctons de base caractérsent la lo d une durée, notée T. La foncton centrale dans l analyse des modèles de durée est appelée (par anglcsme) «foncton de hasard». Elle est défne à partr de la probablté condtonnelle de sortr de l état consdéré dans un ntervalle nfntésmal autour de t. Remarquons que ce n est pas réellement une probablté : l est plus rgoureux d nterpréter le hasard comme un taux, de la forme «nombre d événement par ntervalle de temps». C est en fat le taux nstantané de sorte de l état consdéré l arrêt malade par unté de temps au bout d une durée de t jours. Il correspond c à la probablté condtonnelle de sorte d arrêt malade, donc de reprendre son traval, au bout de t jours, sachant que la personne est restée en arrêt jusqu à cette pérode. Cette foncton est défne ans : P[ t T < t + dt / T t] f ( t) θ ( t) = lmdt 0, sot θ ( t) =, dt 1 F( t) où f (t) est la densté et F(t) la foncton de répartton de la varable aléatore T. La seconde appelée foncton de surve est la probablté de demeurer en arrêt malade pour une durée supéreure à t, sot : S( t) = 1 F( t) C est généralement la foncton de hasard que l on modélse drectement : elle a le plus souvent une nterprétaton drecte en termes de comportements. Un élément d analyse mportant est donc le sens de varaton du hasard au cours du temps. Le taux de sorte d arrêt malade est-l constant, ce qu supposerat que toute personne malade, et devant s arrêter de travaller, a la même probablté de reprendre son traval quelle que sot la durée d arrêt qu elle a déjà connue? Est-l plutôt décrossant, ce qu sgnferat un «marquage» négatf des personnes en arrêt de longue durée lé à des pathologes plus graves rendant une reprse du traval plus problématque? Au contrare, est-l crossant, ce qu supposerat une plus grande probablté de reprendre son traval à mesure que la durée déjà passée en arrêt malade augmente? Les prncpales méthodes utlsées Il est d usage de trater dans un premer temps de façon descrptve la durée d un phénomène donné par une approche non paramétrque. Dans ce cas, aucune hypothèse n est fate sur la dstrbuton de T, l objectf est alors d estmer la foncton de surve sur l ensemble de la populaton concernée et de tester s des sous-groupes d ndvdus (par exemple, les sénors contre les actfs plus jeunes) présentent ou non des durées sgnfcatvement dfférentes. C est cette approche qu a été utlsée en premer leu (estmateur de Kaplan-Meer) sur l ensemble des actfs ayant connu un arrêt de traval ans que sur les groupes d actfs défns selon leurs caractérstques soco-démographques supposées dscrmnantes (âge, sexe, catégore socoprofessonnelle, secteur d actvté, état de ressent, etc.). En s appuyant sur des tests d homogénété, on montre que les dfférents facteurs explcatfs retenus ont ben un pouvor dscrmnant. Cette premère approche présente toutefos des lmtes : on ne peut pas estmer une équaton qu permettrat d évaluer le pods respectf de dfférents facteurs sur la durée d arrêt malade. On peut alors recourr à des méthodes d analyse paramétrques (ou sem-paramétrques) qu permettent d ntrodure des varables exogènes dans le modèle. Il faut alors postuler une lo de dstrbuton de T, et l approche non paramétrque précédente permet d orenter le chox du modèle ou de la lo à adopter. Deux grands types de modèles sont généralement utlsés : les modèles à durée de ve accélérée et ceux à durée de ve proportonnelle. Une des dfférences entre ces deux types de modèles résde dans l mpact que peuvent avor les varables explcatves. Les modèles à durée de ve accélérée ont la forme générale suvante : Log( T ) = α + β Z + σw, où α est une constante, Ζ le vecteur de covarables et β le vecteur de paramètres à estmer, W une varable aléatore dont la lo défnt la lo de T et σ un paramètre d échelle à estmer. On aboutt donc à un modèle lnéare sur les log des durées, mas qu oblge à spécfer une lo de probablté pour la durée (de type log-normale, log-logstque, Webull, etc.). Les varables explcatves ont dans ce type de modèles un effet multplcatf sur la durée (addtf sur le logarthme). Dans le cas des modèles à durée de ve proportonnelle (modèles sem-paramétrques), c est la foncton de hasard qu est estmée et elle a la forme suvante : h ( t; Z) = h0 ( t) ϕ ( Z, β ), dans laquelle on suppose généralement que ϕ ( Z, β ) = exp( β Z) (modèle de Cox) et avec h 0 ( t) le hasard de base (celu qu correspond à une valeur nulle de toutes les varables explcatves).

LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI n 2-2007 soldarté 21 Ces modèles permettent de fare dépendre la foncton de hasard des caractérstques ndvduelles sans mposer une formalsaton de l effet de durée. Ils se caractérsent par une probablté condtonnelle de sorte de l état nfluencée de la même manère par les varables explcatves et ce quelle que sot la durée consdérée. Autrement dt, cela sgnfe que s l on consdère deux types d ndvdus dstncts (correspondant à des valeurs de Z dstnctes, par exemple l âge) le rapport des taux de hasard entre ces deux groupes est constant dans le temps, mas dépend des caractérstques de ceux-c (hypothèse du hasard proportonnel). La spécfcaton retenue Aux vues des résultats des estmatons non paramétrques, la durée d arrêt malade ne s ajuste pas à des los standard, en partculer, la lo exponentelle ne convent pas 2, n même la lo de Webull 3, pourtant plus souple. En conséquence, une estmaton paramétrque paraît hasardeuse. Il convent donc de tester l hypothèse du hasard proportonnel grâce à l estmaton t paramétrque des hasards ntégrés, à savor les Zˆ ( t) = θ ˆ( s) ds, pour les dfférents groupes de modaltés des exogènes 0 (les actfs de plus de 50 ans, ceux de mons de 50 ans, par exemple). La représentaton graphque des séres (t, Z ˆ( t )), montre que l écart entre les courbes est relatvement constant pour les groupes consdérés, ce qu lasse penser qu un modèle à hasards proportonnels est adapté à la dstrbuton de T. Enfn, en comparant graphquement le nuage des (t, Z ˆ( t )) estmés par le modèle à hasard proportonnels (modèle de Cox) à la premère bssectrce, on en conclut, dans la mesure où l adéquaton graphque est relatvement bonne, que la spécfcaton chose est adaptée. Cependant, avec un modèle de durée, on est confronté au fat que l on modélse sot la durée sot le hasard sur la seule populaton des personnes pour lesquelles la durée est strctement postve autrement dt les personnes qu sont dans l état consdéré : l arrêt malade. On ne tent pas du tout compte du fat qu une proporton élevée de personnes ne se sont pas arrêtées et qu elles peuvent présenter des caractérstques dfférentes de celles qu ont eu un arrêt malade. Analyser le nombre de jours d arrêt malade avec un modèle de comptage Prncpes généraux Dans ce cas la varable dépendante est le nombre de jours d arrêt malade : 0 jour, 1 jour, 2 jours, etc. On consdère alors ce que l on appèle des données de comptage, des nombres enters postfs, caractérsés de plus par un nombre mportant de zéro. L avantage, par rapport à un modèle de durée, est que l on consdère également les personnes qu ne se sont pas arrêtées, on n est donc plus confronté au problème sgnalé précédemment. Le modèle de comptage fréquemment utlsé est fondé sur une dstrbuton de Posson de paramètre λ : λ y e λ P( Y = y ) = y! La formulaton la plus courante pour le paramètre λ est sem-logarthmque : λ. = exp( xβ ) Cependant, ce modèle mplque l égalté de l espérance et de la varance et cette hypothèse d équdsperson - l n y a pas d hétérogénété dans l échantllon - s avère très restrctve. Il est fréquent que la varance sot supéreure à l espérance. Dans ce cas, on préfèrera un modèle bnomal négatf (ou «NEGBIN» en anglas pour «Negatve bnomal»), qu, comme son nom l ndque est basé quant à lu sur une lo bnomale négatve. Grâce à l ntroducton d un paramètre supplémentare (α), une dstrbuton de ce type est plus rche que celle de Posson, ce paramètre permettant, en outre, de capter l hétérogénété nobservée de la varable dépendante, pouvant entraîner la surdsperson observée. Ce paramètre s nterprète comme un coeffcent de dsperson. Ce modèle est une extenson du modèle de Posson tel que : log E( Y / X ; β ) = X β + ε, avec ε le terme d erreur correspondant au terme d hétérogénété (l sut une dstrbuton de Gamma avec une moyenne de 1 et une varance de α). La densté de ce modèle est défne par : k 0, k 1 Γ k + 1 α P y k x α λ ( = / ) = α, 1 1 1 Γ( k + 1) Γ + λ + λ α α α l espérance reste nchangée E ( y / x ) = λ = exp( x β ) et la varance est égale à : Var( y / x ) = λ (1 +α λ ) 1 Lorsque la varance est très supéreure à la moyenne et que le nombre d événements égal à zéro est élevé, autrement dt s l y a «un excès ou surabondance de zéros» (en anglas «excess zero») par rapport aux dstrbutons théorques de ce type de modèle, un modèle de type Posson ou bnomal négatf peut être nsuffsant pour explquer tous ces zéros. Il convent alors d étuder s le modèle peut être transformé en un modèle à deux étapes. En effet, un tel excès de zéros peut résulter de deux phénomènes dfférents qu condusent à deux types de modèles dfférents : - la non-lnéarté, - ou le fat que les ndvdus peuvent avor en cas de problème de un autre comportement que de s arrêter de travaller (par exemple, contnuer à venr travaller mas en rédusant les horares, en effectuant les taches les mons «dffcles», etc.). Dans ce second cas, l y a alors deux types de zéro : quand les ndvdus décdent de ne pas s arrêter (alors qu ls le pourraent) et quand ls ne font face à aucun évènement (malade, accdent du traval, etc.) qu est susceptble d engendrer un arrêt de traval.

22 n 2-2007 LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI Le premer type de modèle modèle de comptage avec «hae» («Hurdle model») - teste un phénomène lé à la non lnéarté (dans notre cas, cela sgnferat que le 1 er jour d arrêt malade peut être plus dffcle à obtenr que les jours suvants). Le second, développé par Lambert (1992) et Greene (1994), permet d avantage de tester le second phénomène évoqué et résultant d une décson comportementale. Ces modèles «Zero-nflated Posson» (ZIP) ou «Zero-nflated negatve bnomal» (ZINB) qu appartennent tous deux à la classe des modèles «à expanson de zéros» - ont la partcularté qu ls ne supposent pas que les valeurs nulles sont générées par le même processus que les valeurs postves : elles ne peuvent donc pas être modélsées par la même équaton. On modélse alors smultanément la «décson de non partcpaton» - plus précsément, dans le cas qu nous ntéresse c, le fat d avor zéro jour d arrêt malade pendant la pérode d observaton - et la détermnaton du nombre de jours d arrêt malade. En fat, l faut ben avor conscence que le prncpe général de ces modèles est que l on a en fat deux régmes (ou deux groupes latents) : - dans l un le régme 1 - le résultat est toujours zéro, - dans l autre le régme 2 - on a un processus de Posson ou Négatf Bnomal qu peut générer des zéro ou n mporte quelle autre valeur postve. Le modèle est donc le suvant : P( y = 0 / x ) = P( régme1) + P( y 0 / x, régme 2) P( régme 2) = P( y = j / x ) = P( y = j / x, régme 2) P( régme 2), j = 1, 2,... Formellement, étant donné que y est le nombre de jours d arrêt malade, = 0,1,2,3, - une premère équaton modélse la probablté que y = 0, à l ade d un modèle Probt, - une seconde équaton estme l espérance de y, qu peut être estmée sot avec un modèle de Posson (ZIP) sot avec un modèle bnomal négatf (ZINB). Résultats des estmatons du modèle de comptage Dans le cas qu nous ntéresse, la varance est donc très supéreure à la moyenne : la durée moyenne d arrêt de traval (en ncluant également les personnes qu ne s arrêtent pas) est de 1,6 jour et la varance de 60 jours. Par alleurs, le nombre d événements égal à zéro est élevé et paraît excessf par rapport à celu attendu pour ce type de modèle, pusque 89 % des personnes en emplo ont zéro jours d arrêt de traval. Comme on l avat supposé, le modèle bnomal négatf est plus adapté aux données que le modèle de Posson : le test du rapport de vrasemblance permet de rejeter l hypothèse nulle selon laquelle l n y a pas de sur-dsperson ( H 0 : α = 0 : on se ramène à un modèle de Posson). De plus, l est possble de tester s une spécfcaton de type «à expanson de zéros» (ZINB) est plus adaptée aux données qu une spécfcaton à une seule équaton (NEGBIN). Le résultat du test de Vuong favorse cette spécfcaton avec zéros par rapport à un modèle standard de comptage (tableau 4). On a chos volontarement, en rason de son caractère endogène, de ne pas ntrodure l état de ressent comme facteur explcatf dans le modèle de comptage retenu, mas de tenr compte unquement d un ndcateur plus objectf de l état de (les lmtatons dans le ve quotdenne). Il en est de même pour le modèle de durée dont les résultats d estmaton sont présentés c-dessous à ttre de comparason. 1. La foncton LS [-log(surve)] estmée par la méthode de Kaplan- Meer n est pas lnéare depus l orgne, on ne peut donc en conclure que la lo exponentelle convent. 2. La foncton LLS [log(-log(surve))] estmée n est pas lnéare (elle a une forme polynomale).

LES ARRÊTS DE TRAVAIL DES SÉNIORS EN EMPLOI n 2-2007 soldarté 23 Estmaton condtonnelle de la probablté de sorte d arrêt malade Modèle de durée (à hasards proportonnels) Coeffcents estmés Modèle de Cox Effet sur le hasard (ref=1) Âge Mons de 50 ans ref ref 50-54 ans -0,290 *** 0,748 55 ans et plus -0,306 *** 0,736 Sexe Femme -0,034 * 0,966 Homme ref ref Stuaton famlale Ne vt pas en couple 0,128 *** 1,136 Vt en couple ref ref Nveau de dplôme Sans dplôme 0,023 1,023 Dplôme nféreur au bac (CEP, BEPC, etc.) ref ref Baccalauréat 0,068 *** 1,071 Supéreur au baccalauréat -0,056 * 0,946 Catégore soco-professonnelle Indépendants non agrcoles (y.c. prof. Lbérales) 0,161 *** 1,174 Cadres 0,315 *** 1,37 Professons ntermédares 0,173 *** 1,189 Employés 0,003 1,003 Ouvrers ref ref Secteur d actvté Agrculture : A son compte 0,414 *** 1,513 Salaré agrcole -0,378 *** 0,685 Industre ref ref Constructon, BTP -0,076 ** 0,927 Transports, actvtés fnancères et actvtés mmoblères 0,011 1,011 Commerce -0,179 *** 0,836 Servces aux entreprses -0,083 ** 0,92 Servces aux partculers 0,103 *** 1,108 Éducaton,, acton socale -0,061 ** 0,941 Admnstraton 0,090 *** 1,094 Âge au premer emplo 15 ans ou mons ref ref Entre 16 et 20 ans 0,173 *** 1,188 Plus de 20 ans 0,348 *** 1,417 Lmtatons dans la ve quotdenne Connaît des lmtatons dans les actvtés que les gens font habtuellement -0,486 *** 0,615 N en connaît pas ref ref Source : enquête décennale Santé 2002-2003, INSEE, explotaton DREES. Champ : actfs occupés de plus de 15 ans ayant connu un arrêt de traval. Note : on tent compte c du fat qu une parte des données peuvent être censurées (1,6 %). Par alleurs, ben qu elle ne sot pas reportée dans le tableau, on a ntrodut en tant que varable explcatve le fat d avor été enquêté dans la vague n 5 (la durée d enquête y étant sgnfcatvement plus longue que celle des autres vagues). Le coeffcent assocé à cette varable ressort comme sgnfcatvement dfférent de zéro. Lecture : pour une caractérstque donnée, la valeur du coeffcent mesure l accélératon (coeffcent postf) ou le ralentssement (coeffcent négatf) de la réalsaton de l événement (la transton), à savor c, la sorte de l arrêt malade. Par exemple, le fat d être âgé de plus de 50 ans, plutôt que d avor mons de 50 ans, ralentt la sorte de l arrêt malade, alors qu être ndépendant plutôt qu ouvrer accélère la sorte de l arrêt malade. La modalté notée «ref» correspond à la stuaton de référence pour chacun des facteurs consdérés. Les coeffcents sont sgnfcatvement dfférents de zéro au seul de 1 % (***), 5 % (**) ou 10 % (*) ou, lorsqu ls ne comportent pas d astérsques, ls ne sont pas sgnfcatvement dfférents de zéro aux seuls usuels lstés c-dessus.