Volume 23
Numéro 1
2002

[Table des matières]

Estimation de la taille de la population à risque de lésions ou de maladies professionnelles couvertes par la Commission de la sécurité professionnelle et de l'assurance contre les accidents du travail

Résumé

La difficulté que pose la quantification de la population à risque de lésions ou de maladies d'origine professionnelle a pour effet de limiter l'utilité des données sur l'indemnisation des travailleurs aux fins de la surveillance. Nous présentons ici une méthode qui permet d'obtenir des données estimatives sur les travailleurs assurés par la Commission de la sécurité professionnelle et de l'assurance contre les accidents du travail (CSPAAT) de l'Ontario. La méthode, qui fait appel aux données de l'Enquête sur la population active (EPA), consiste à extraire la catégorie de travailleurs la plus susceptible d'être protégée par la CSPAAT et à utiliser les heures effectivement travaillées pour estimer les équivalents temps plein à risque. En comparaison des estimations de la population à risque que l'on peut facilement obtenir en consultant les tableaux publiés, les estimations brutes améliorées étaient de 26 % inférieures, et la baisse était de l'ordre de 15 à 79 % selon le groupe d'âge. L'écart à la baisse par rapport aux estimations publiées était généralement plus marqué chez les femmes que chez les hommes, surtout dans le groupe des 25-39 ans. C'est pourquoi la méthode utilisée pour estimer la taille de la population à risque devrait être prise en considération lorsqu'on compare les taux selon le sexe, l'âge, l'industrie ou la profession.

Mots clés : couverture par la Commission de la sécurité professionnelle et de l'assurance contre les accidents du travail de l'Ontario; dénominateurs; Enquête sur la population active; population à risque; taux de lésions ou de maladies professionnelles

Introduction

Énoncé du problème

L'un des grands problèmes liés à l'utilisation des données sur l'indemnisation des travailleurs aux fins de la surveillance des lésions ou des maladies d'origine professionnelle tient à la difficulté d'obtenir des dénominateurs pour le calcul de taux exacts^1-4. En Ontario, le régime d'indemnisation des travailleurs est financé par des primes versées par les employeurs. La prime dépend de la nature de l'entreprise, du dossier de santé et de sécurité de l'employeur, de l'importance de la masse salariale, non pas du nombre d'équivalents temps plein occupés à assurer⁵. C'est pourquoi il n'est pas facile d'obtenir une estimation de la population assurée en Ontario. Certains chercheurs, voulant produire ce genre d'élément d'information, se sont fiés aux données de recensement du gouvernement canadien, qui surestiment le nombre d'équivalents temps plein occupés à risque parce que la population considérée comme «active occupée» comprend les travailleurs à temps plein et partiel et les travailleurs temporaires, ainsi que les travailleurs non protégés par le régime d'indemnisation des accidentés du travail³.

Au Canada, on estime que 20 à 30 % de la population active n'est pas protégée par les régimes d'indemnisation des accidentés du travail ⁶. En outre, comme les femmes sont plus nombreuses que les hommes à occuper un poste à temps partiel ou temporaire, les risques de surestimation de la taille de la population à risque sont plus grands chez les femmes que chez les hommes³. D'autres chercheurs^1,7,8 ont eu recours aux données de l'Enquête sur la population active (EPA) de Statistique Canada.

Ainsi, Ashbury¹ a utilisé les estimations de la population active occupée de l'Ontario, publiées dans l'EPA, qui sont supérieures aux chiffres réels puisqu'elles comprennent les travailleurs à temps plein et partiel, les travailleurs familiaux non rémunérés et les travailleurs non assurés par la Commission de la sécurité professionnelle et de l'assurance contre les accidents du travail (CSPAAT) de l'Ontario. Brooker et ses collaborateurs⁷ et Rael et ses collaborateurs⁸ ont amélioré la méthode empruntée par Ashbury¹ en se servant de l'EPA pour calculer le nombre de travailleurs ayant un emploi rémunéré. Ces estimations ne tiendraient pas compte des propriétaires d'entreprises non constituées en sociétés ni des travailleurs familiaux non rémunérés, les premiers n'étant vraisemblablement pas assurés par la CSPAAT, les derniers ne l'étant assurément pas. Si les auteurs n'expliquent pas de manière détaillée comment ils ont procédé pour extraire cette catégorie de travailleurs, il est évident qu'ils ne se sont pas fondés sur le nombre d'heures effectivement travaillées par les travailleurs ayant un emploi rémunéré pour calculer la taille de la population à risque. Par conséquent, un travailleur ayant un emploi à temps partiel rémunéré serait considéré comme l'équivalent d'un travailleur ayant un emploi à temps plein rémunéré dans le calcul de la population à risque, d'où une surestimation.

Selon Rael⁹, les taux de lésions calculés en fonction du nombre de travailleurs ayant un emploi rémunéré étaient comparables à ceux fondés sur les heures de travail rémunérées à titre d'employé pour le calcul du nombre de travailleurs ayant un emploi rémunéré. Les estimations de la population à risque de Rael⁹, toutefois, portaient sur les hommes âgés de 15 à 64 ans, travaillant dans l'industrie de la construction en Ontario, un groupe où l'on ne trouve pas un grand nombre de travailleurs à temps partiel rémunérés. Ainsi, cette équivalence n'est pas nécessairement constante d'un sexe, d'une industrie ou d'une profession à l'autre, ce qui donne à penser qu'une méthode qui tient compte des heures effectivement travaillées par des travailleurs ayant un emploi rémunéré conviendrait davantage dans la plupart des cas.

Données de base pertinentes

Enquête sur la population active (EPA)

L'EPA canadienne est un sondage réalisé tous les mois auprès des ménages. Elle fait appel à une stratégie d'échantillonnage à plusieurs niveaux pour recueillir des données sur la participation au marché du travail des personnes de 15 ans et plus. Depuis juillet 1995, l'échantillon national comprend 52 350 ménages, dont 15 858 de l'Ontario. Les données sont recueillies chaque mois au cours de la semaine qui suit la semaine de référence, soit une semaine civile complète allant du dimanche au samedi, et comprend généralement le 15^e jour du mois. Les résidents du Yukon et des Territoires du Nord-Ouest, les Autochtones vivant dans des réserves, les membres à temps plein des Forces armées canadiennes et les détenus sont spécifiquement exclus de l'échantillon. Ensemble, ces groupes représentent environ 2 % de la population canadienne de 15 ans et plus^10,11. L'EPA est une vaste enquête périodique qui, grâce à sa stratégie d'échantillonnage à plusieurs niveaux et ses mesures approfondies de contrôle de la qualité, est la source d'information la plus accessible et la plus fiable sur la population en âge de travailler au Canada.

Couverture par la Commission de la sécurité professionnelle et de l'assurance contre les accidents du travail de l'Ontario

Si la plupart des entreprises de l'Ontario qui emploient des travailleurs, y compris des membres de la famille et des sous-traitants, doivent s'inscrire auprès de la Commission de la sécurité professionnelle et de l'assurance contre les accidents du travail de l'Ontario (CSPAAT) dans les 10 jours qui suivent l'embauche de leur premier employé à temps plein ou partiel, l'inscription est volontaire dans les cas suivants : les banques, les fiducies et les compagnies d'assurance et autres établissements financiers; les producteurs de logiciels; les cliniques privées de soins de santé (comme celles des médecins et des chiropraticiens); les vétérinaires; les dentistes; les avocats; les syndicats; les garderies privées; les agences de voyage; les clubs sociaux et de loisirs (comme les clubs de golf ou de santé); les camps de formation ou de loisirs; les églises; les salles de spectacles; les stations de radiodiffusion; les productions cinématographiques; les photographes; les barbiers; les salons de coiffure et les stands de cirage de chaussures; les taxidermistes; les entrepreneurs de pompes funèbres et les embaumeurs.

Un employeur qui n'est pas obligatoirement couvert est presque toujours autorisé à présenter une demande d'assurance, mais la CSPAAT peut lui imposer un certain nombre de conditions. Les propriétaires uniques, les entrepreneurs indépendants, les partenaires et les cadres supérieurs ne sont pas tenus de souscrire une assurance personnelle⁵. Par conséquent, la taille de la population active occupée ne constitue pas une estimation exacte de la population à risque de blessure ou de maladie couverte par la CSPAAT.

Objet de cette recherche

Cette recherche vise un double objectif. D'abord, il s'agit de déterminer comment utiliser l'EPA pour améliorer l'exactitude des estimations de la population à risque nécessaires au calcul des taux bruts et spécifiques de lésions ou de maladies couvertes par la CSPAAT. Ensuite, il s'agit de montrer la variabilité des estimations de la population à risque selon la méthode de calcul à partir des données de l'EPA.

Méthodologie

Statistique Canada met un fichier de microdonnées de l'EPA à la disposition de ceux qui désirent entreprendre leurs propres analyses. Nous avons obtenu les fichiers de données relatives aux 12 mois de 1997, et en avons extrait les données applicables à l'Ontario. Nous avons d'abord calculé la taille de la population active occupée, estimation qui avait déjà servi¹ puisque les données sont fournies par les tableaux régulièrement publiés par Statistique Canada. Ce chiffre servira de point de référence lorsqu'on comparera cette démarche à des méthodes plus raffinées.

Pour estimer la population active occupée en Ontario en 1997, nous avons calculé la fréquence des réponses aux modalités «occupé, au travail» ou «occupé, absent du travail» de la variable «situation par rapport au marché du travail» pour chacun des 12 mois en nous servant des derniers coefficients de pondération fournis. Nous avons ensuite fait une moyenne de ces 12 estimations mensuelles afin d'obtenir une estimation annuelle de la population active occupée. Cette estimation comprend les travailleurs indépendants de même que les employés à temps plein ou partiel, les travailleurs familiaux non rémunérés et les personnes détenant un emploi, qui étaient absentes du travail pendant la semaine de référence pour diverses raisons, notamment maladie ou incapacité, responsabilités personnelles ou familiales, congé ou conflit de travail¹¹.

Pour obtenir un chiffre qui rendrait compte du nombre d'heures effectivement travaillées, nous avons calculé le nombre annuel d'équivalents temps plein occupés. Nous avons procédé au calcul du nombre d'heures effectivement travaillées par la population active occupée, par semaine, dans tous les métiers et professions pour chacun des 12 mois en utilisant la variable «heures effectivement travaillées par semaine, tous les emplois» et des derniers coefficients de pondération fournis. Nous avons ensuite fait une moyenne de ces 12 estimations mensuelles afin d'obtenir une estimation annuelle du nombre d'heures effectivement travaillées par semaine par la population active occupée. Nous avons multiplié ce chiffre par 52 semaines et l'avons divisé par 2 000 heures (en partant du principe que les heures de travail normales sont de 40 heures par semaine, pendant 50 semaines de l'année) afin d'obtenir une estimation annuelle du nombre d'équivalents temps plein occupés pour l'Ontario en 1997. Cette estimation comprend les travailleurs autonomes, qui ne sont pas automatiquement assurés par la CSPAAT, les travailleurs familiaux non rémunérés qui ne le sont pas non plus, et les employés, soit les personnes qui reçoivent un salaire ou un traitement et qui sont généralement couverts par la CSPAAT.

Pour éliminer les travailleurs indépendants et les travailleurs familiaux non rémunérés des estimations annuelles de la population active occupée et des équivalents temps plein occupés, nous avons répété les opérations décrites plus haut après avoir utilisé la variable «catégorie de travailleur, emploi principal» pour extraire les employés des secteurs public et privé de la catégorie des travailleurs occupés. Afin d'examiner l'effet du sexe et de l'âge sur la variabilité des estimations, nous avons procédé à des estimations annuelles par sexe et par âge de la population active occupée et des équivalents temps plein occupés en utilisant les variables «sexe» et «groupe d'âge» pour extraire les données pertinentes.

Résultats

Le tableau 1 présente les estimations annuelles des personnes détenant un emploi par âge et des équivalents temps plein pour l'ensemble de la population active et dans le sous-groupe des employés. Après avoir extrait les employés de la population active occupée et utilisé la variable «heures effectivement travaillées par semaine, tous les emplois» pour calculer les équivalents temps plein, l'estimation brute annuelle de la population à risque assurée par la CSPAAT, soit 4 014 181 équivalents temps plein, était de 26 % inférieure à l'estimation de la population active occupée (5 412 868 personnes - voir le tableau 1 -, selon les tableaux déjà publiés). Cet écart varie de 15 % dans le groupe des 25-29 ans à 79 % dans celui des 70 ans et plus. Les données par sexe (tableaux 2 et 3) font apparaître des tendances analogues, mais la différence, en pourcentage, entre les estimations de la population active occupée et des équivalents temps plein était toujours plus marquée chez les femmes, sauf dans deux catégories d'âge : les 60-64 ans et les 70 ans et plus, où la variation en pourcentage entre les sexes était minime. La variation en pourcentage entre les femmes et les hommes était la plus accentuée chez les 25 à 39 ans, oscillant entre 1,93 et 2,44.

Analyse

Cette étude montre que l'emploi de données facilement accessibles, fournies par les tableaux publiés^1,3 peut effectivement entraîner une surestimation des équivalents temps plein à risque de blessure ou de maladie couverte par la CSPAAT, et une variation de la surestimation chez les femmes et chez les hommes.

Limites inhérentes à la méthode d'estimation

Si la méthode présentée ci-dessus vise à améliorer l'exactitude des estimations, ces chiffres raffinés comportent certaines limites. D'abord, il est vrai que la plupart des entreprises de l'Ontario qui emploient des travailleurs doivent s'inscrire dans les 10 jours qui suivent l'embauche de leur premier employé à temps plein ou partiel, l'inscription est volontaire pour certaines ⁵. On ignore dans quelle mesure ces entreprises choisissent d'elles mêmes de s'assurer. Si la proportion est faible, même les estimations raffinées de la population à risque seront excessives, surtout dans certaines industries ou certains groupes professionnels. On n'a pu obtenir de limite inférieure raisonnable pour les estimations de la population à risque spécifiquement examinée (tableaux 1-3) en éliminant les entreprises de l'Ontario qui ont le choix de s'inscrire ou non à la CSPAAT en raison de la méthode peu fine utilisée dans l'EPA pour la codification des industries et des professions. Ainsi, les vétérinaires sont classés selon le code d'activité économique «agriculture», qui comprend tous les services agricoles et services connexes comme les fermes d'élevage, les autres fermes de spécialités animales, les fermes de grandes cultures, les spécialités horticoles, les fermes mixtes, ainsi que les services relatifs à l'agriculture auxquels seraient assimilés les services vétérinaires¹². Ainsi, si on cherchait à éliminer les vétérinaires, on éliminerait du même coup bien d'autres travailleurs non exclus de la couverture.

Deuxièmement, la variable «heures effectivement travaillées par semaine, tous les emplois» comporte une limite de 99 heures. Autrement dit, les heures dépassant une semaine de travail de plus de 99 heures ne seraient pas incluses dans le calcul du nombre d'équivalents temps plein à risque. Comme le pourcentage d'employés dont le nombre d'«heures effectivement travaillées par semaine, tous les emplois» serait supérieur ou égal à 99 heures s'élevait à 0,09 en 1997, cette limite aura un effet négligeable. La dernière limite tient à l'erreur associée aux personnes détenant plus d'un emploi. Comme la «catégorie de travailleur» dépend de l'«emploi principal», lorsqu'on a affaire à des employés qui exercent une activité professionnelle indépendante en dehors de leur emploi principal, ces heures additionnelles de travail seraient ajoutées au nombre d'heures travaillées comme employés. Inversement, dans le cas des personnes dont l'emploi principal serait considéré comme un travail indépendant ou un travail familial non rémunéré, mais qui exerceraient une activité secondaire comme employés du secteur public ou privé, les heures travaillées comme employés ne seraient pas incluses dans le calcul du nombre d'équivalents temps plein à risque. Comme 4,9 % seulement de la population active occupée de l'Ontario détenait plus d'un emploi et que 98,3 % des heures effectivement travaillées étaient associées à l'emploi principal, il est probable que cette erreur n'ait qu'une incidence négligeable sur les taux calculés.

Limites de l'Enquête sur la population active

Le postulat de l'EPA selon lequel la semaine de référence est représentative de l'ensemble du mois a été mis en doute¹³. Webber¹³ s'est interrogée sur la possibilité que les estimations annuelles des heures travaillées soient biaisées si le nombre de conflits de travail ou de jours fériés enregistré pendant les 12 semaines de référence était disproportionné par rapport aux 40 autres semaines, au cours d'une année donnée. Ainsi, il peut arriver que des jours fériés comme le jour de l'Action de grâce, le Vendredi saint, le lundi de Pâques et le jour du Souvenir, coïncident avec la semaine de référence de l'EPA. Inversement, comme la semaine de référence se situe au milieu du mois, il est impossible que les autres jours fériés importants tombent durant cette période. C'est pourquoi les estimations de l'EPA seront, dans certains cas, supérieures à la moyenne hebdomadaire des heures travaillées au cours du mois, dans certains cas, inférieures à ce chiffre. Afin de déterminer l'effet combiné des conflits de travail et des jours fériés, Webber¹³ a utilisé les statistiques publiées par le Ministère du Travail sur les journées-personnes perdues en raison d'arrêts de travail par mois, ainsi que des données publiées par le Bureau de recherches sur les traitements et des données de l'EPA sur le nombre d'heures perdues en raison de jours fériés. Les estimations annuelles des heures effectivement travaillées, corrigées en fonction de l'incidence des conflits de travail et des jours fériés, pouvaient s'écarter au plus de 1,5 % vers le haut ou vers le bas, des estimations non corrigées. Webber¹³ conclut que l'on devrait peut-être privilégier les données de l'enquête non corrigées parce qu'elles se calculent aisément et que le rajustement a un effet négligeable par rapport aux erreurs inhérentes aux données initiales, mais les rajustements peuvent être lourds de conséquences pour les utilisateurs de données qui veulent mesurer l'évolution, d'une année à l'autre, du nombre d'heures effectivement travaillées par an.

Résumé et conclusions

Cette recherche prouve que les estimations de l'enquête sur la population active, qui sont publiées régulièrement, surestiment la taille de la population à risque de lésions ou de maladies couvertes par la CSPAAT. Elle montre que l'ampleur de la surestimation varie selon le sexe et l'âge et d'une profession et d'une industrie à l'autre. Elle présente une façon d'obtenir des estimations plus exactes de la population à risque. La méthode consiste à extraire les personnes les plus susceptibles d'être assurées par la CSPAAT et à estimer les équivalents temps plein à risque à partir des heures effectivement travaillées. Même s'il n'existe aucune méthode de référence permettant d'établir l'exactitude des estimations faites, une comparaison de taux d'un groupe d'âge et d'un sexe à l'autre à l'intérieur des catégories d'industries et des groupes professionnels serait plus valide si la variabilité des heures effectivement travaillées selon le sexe et la catégorie d'âge était prise en compte dans les estimations de la population à risque. En résumé, lorsqu'on utilise les données de l'EPA pour calculer l'évolution au fil du temps de la taille de la population à risque, il y a lieu de tenir compte de tout changement dans les méthodes employées dans l'EPA, de la politique de la CSPAAT concernant l'assurance obligatoire ou de la tendance vers l'inscription volontaire.

Références

1. Ashbury F. Occupational repetitive strain injuries and gender in Ontario. JOEM 1995; 37[4]: 479-485.

2. Franklin G, Haug J, Heyer N, Checkoway H, Peck N. Occupational carpal tunnel syndrome in Washington state, 1984-1988. Am J Public Health 1991; 81:741-746.

3. Sprout J. The gender differences in upper-extremity occupational repetitive strain injuries in Manitoba. Winnipeg : Université du Manitoba; 1997.

4. Yassi A, Sprout J, Tate R. Upper limb repetitive strain injuries in Manitoba. Am J Ind Med 1996; 30:461-472.

5. Garth D. Workers' Compensation in Ontario Handbook. Toronto : Butterworths; 1999.

6. Manga P, Broyles R, Reschenthaler G. Occupational health and safety issues and alternatives. Ottawa : Conseil économique du Canada; 1981.

7. Brooker A, Frank J, Tarasuk V. Back Pain Claim Rates and the Business Cycle. Soc Sci Med 1997; 45(3):429-439.

8. Rael E, Badley E, Frank J, Shannon H. Utilisation des données du recensement et de l'Enquête sur la population active afin d'obtenir des dénominateurs pour les taux d'accidents du travail : application et extension de la méthode de Haggar-Guenette. Mal chron. can. 1996; 17(3/4):87-91.

9. Rael E. An epidemiological study of the incidence and duration of compensated lost time occupational injury for construction workmen, Ontario, 1989: An assessment and application of Workers' Compensation Board and Labour Force data. Toronto : University of Toronto; 1992.

10. Statistique Canada. Méthodologie de l'Enquête sur la population active du Canada. [71-526-XPB]. Ottawa : Ministre de l'Industrie; 1998.

11. Statistique Canada. Guide de l'Enquête sur la population active : janvier 1997. Ottawa : Statistique Canada; 1997.

12. Statistique Canada (Division des normes) Classification type des industries de 1980. Ottawa : Statistique Canada, Division des normes; 1980.

13. Webber M. Estimations du total annuel des heures travaillées tirées de l'Enquête sur la population active. Ottawa : Statistique Canada; 1983.

Coordonnées des auteurs

Dianne Zakaria, James Robertson et John Koval, Department of Epidemiology and Biostatistics, University of Western Ontario

Joy C MacDermid, Hand and Upper Limb Center, St. Joseph's Health Center, London (Ontario)

Kathleen Hartford, Lawson Health Research Institute et Department of Epidemiology and Biostatistics, University of Western Ontario

Correspondence: Dianne Zakaria, Department of Epidemiology and Biostatistics, University of Western Ontario, Kresge Building, London (Ontario) N6A 5C1; Fax : (519) 661-3766; Courriel : diannez@biostats.uwo.ca

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