Volume 25
Numéro 3/4 2004

[Table des matières]

Méthodes d'estimation de la population active assurée par la Commission de la sécurité professionnelle et de l'assurance contre les accidents du travail de l'Ontario : 1990-2000

Peter M Smith, Cameron A Mustard et Jennifer I Payne

Résumé

Le présent document décrit une méthode d'estimation de la taille et de la composition de la population active de l'Ontario assurable en vertu de la Loi sur la sécurité professionnelle et l'assurance contre les accidents du travail de l'Ontario. Au moyen de totalisations personnalisées de l'Enquête sur la population active (EPA) de Statistique Canada, nous avons rajusté les données pour tenir compte des travailleurs indépendants, des chômeurs, des travailleurs à temps partiel et des travailleurs de secteurs industriels exclus de l'assurance en vertu de la Loi sur la sécurité professionnelle et l'assurance contre les accidents du travail. Chacun des rajustements aux données de l'EPA s'est traduit par une réduction des estimations de la population active assurée par rapport à la population active totale de l'Ontario. Ces estimations ont ensuite été calculées pour les grands groupes professionnels et secteurs industriels, stratifiés selon le sexe. Des estimations additionnelles élaborées en vue de vérifier les hypothèses utilisées dans le cadre de la méthodologie ont produit des résultats similaires. Les méthodes décrites dans le présent document sont plus efficaces que celles utilisées antérieurement pour estimer la population active assurée, fournissant aux chercheurs un outil utile pour décrire les tendances quant au taux de blessures dans les différents groupes professionnels et industriels et les deux sexes en Ontario.

Mots clés : accident du travail dénominateurs, assurance par la Commission de la sécurité professionnelle et de l'assurance contre les accidents du travail de l'Ontario, Enquête sur la population active, surveillance

Introduction

Entre 1991 et 2000, le nombre annuel de jours d'absence résultant d'accidents du travail signalés à la Commission de la sécurité professionnelle et de l'assurance contre les accidents du travail de l'Ontario (CSPAAT) a diminué d'environ 32 %, passant de 155 500 à 104 000¹. Cependant, il est difficile de déterminer s'il y a effectivement eu une réduction des taux d'accidents du travail et si ces réductions sont uniformes d'un sous-groupe de la population à l'autre (c.-à-d. groupes d'âge plus jeunes, employés occupant un emploi de courte durée, femmes et différents groupes professionnels) en raison de l'absence de dénominateurs précis décrivant ces dimensions clés de la population active assurée en Ontario.

La CSPAAT estime la proportion des membres de la population active de l'Ontario qu'elle assure à partir des données des listes de paye qui lui sont communiquées par les employeurs qui cotisent à la caisse d'assurance. Or, ces estimations ne sont pas conçues à des fins de recherche, et elles comportent trois lacunes majeures :

1. Elles ne sont fournies que pour chacun des 16 principaux secteurs industriels de la CSPAAT (WSIBIS). L'information sur d'autres sous-groupes tout aussi importants aux fins de l'analyse des accidents du travail, comme l'emploi^2,3, le sexe³ et les heures de travail hebdomadaires⁴ n'est pas incluse dans la base de données des listes de paye.
2. Elles ne représentent que les em-ployés assurés dans le cadre d'un des deux annexes d'assurance de la CSPAAT^5,a, bien que les données sur les demandes d'indemnisation pour accident du travail soient disponibles pour les employés inscrits dans les deux annexes.
3. Étant donné que ces estimations sont basées sur le salaire de chaque employé^b et la masse salariale et non sur le nombre réel d'employés, elles ne peuvent donner une idée juste du nombre total d'employés assurés par la CSPAAT.

Compte tenu des lacunes dans les données estimatives de la CSPAAT sur les salaires, les chercheurs oeuvrant dans le domaine de l'épidémiologie des accidents du travail en Ontario ont généralement utilisé d'autres sources pour calculer les taux d'accident. Rael^6,7, et Brooker et ses collègues⁸ se sont basés sur l'EPA et les données de recensement afin de produire des dénominateurs pour calculer les taux d'accident dans des secteurs industriels et sous-groupes professionnels particuliers. Dans le cadre de leurs approches respectives, les données sur l'EPA ont été rajustées pour exclure les travailleurs indépendants^c et les travailleurs familiaux non rémunérés, étant donné que ces groupes ne sont pas assurés en vertu de la Loi.

Zakaria et ses collègues⁴ ont élargi ces méthodes, proposant d'exprimer les chiffres de l'EPA en équivalents temps plein (ETP)^d et d'utiliser le nombre déclaré d'heures généralement travaillées par semaine. Le rajustement du nombre d'heures travaillées par semaine permet d'obtenir une estimation plus exacte de la durée d'exposition au risque de blessure dans deux groupes de la population, soit les femmes et les jeunes, qui sont plus nombreux à travailler à temps partiel. À ce jour, Zakaria a eu recours à ces deux méthodes exclusivement pour produire des estimations concernant l'ensemble de la population active en Ontario.

L'exclusion des travailleurs indépendants et des travailleurs familiaux non rémunérés ne rend pas bien compte cependant de la législation ontarienne complexe des accidents du travail. La majorité des entreprises en Ontario doivent obligatoirement détenir une assurance accidents du travail auprès de la CSPAAT, pour laquelle elles paient des primes d'assurance. Cependant, il existe deux autres programmes d'assurance en Ontario. Certaines entreprises (principalement des établissements d'enseignement et des organismes gouvernementaux municipaux et régionaux) sont assurées en vertu d'une autre annexe d'assurance, appelée « annexe deux ». Ces entreprises ne paient pas de primes d'assurance, mais elles sont néanmoins tenues de signaler tous les accidents du travail à la Commission. D'autres entreprises ont le choix de souscrire ou non; elles ne sont pas tenues de payer des primes à la CSPAAT. Ces entreprises peuvent protéger leurs employés en s'inscrivant auprès du régime d'assurance de la CSPAAT si elles le désirent. Ce groupe comprend les employés des salons de coiffure, des boutiques de cirage de chaussures, des services vétérinaires, dentaires, médicaux, juridiques, les entrepreneurs de pompes funèbres et les embaumeurs, les photographes et les employés de la plupart des services de finances et d'assurance^5,9. Les autres membres de la population active qui ne sont pas tenus de souscrire une assurance comprennent les employés occasionnels et les employés qui ne travaillent pas sur place. Ainsi, seuls les employés permanents, travaillant sur place, pour des entreprises souscrivant au programme d'assurance un ou deux doivent signaler les accidents à la Commission.

Selon leur principal secteur d'activité, les entreprises sont classées dans l'un des trois groupes susmentionnés. La Commission regroupe les entreprises en Ontario dans plus de 800 différents secteurs d'activité, appelés unités de classification (UC)¹⁰. Chaque UC peut être comparée directement au niveau le plus détaillé des codes de la Classification type des industries, 1980 (CTI 1980), la principale classification des industries utilisée par Statistique Canada. La structure de la CTI 1980 est présentée dans la figure 1.

FIGURE 1
Structure de la Classification type des industries 1980

Il devrait être possible de déterminer la proportion de la population active qui est assurée par la CSPAAT à partir des données de la population au niveau du groupe professionnel de la CTI. Malheureusement, la différenciation des secteurs d'activité dans les enquêtes basées sur la population comme l'Enquête sur la population active et le Recensement est restreinte aux 318 sous-groupes compris dans la CTI 1980 (codes à trois chiffres). Dans un sous-groupe à trois chiffres donné, certains des groupes de base à quatre chiffres peuvent être assujettis à l'assurance obligatoire, tandis que d'autres ont le choix de souscrire ou non à l'assurance^e. Par conséquent, chacun des sous-groupes à trois chiffres de la CTI 1980 peut être classé dans l'une des trois catégories suivantes :

1. Celle comprenant les groupes de base à quatre chiffres qui doivent tous signaler les accidents du travail à la CSPAAT (235, soit 74 %, des 318 sous-groupes).
2. Celle comprenant les groupes de base à quatre chiffres assujettis à l'assurance obligatoire et ceux pour lesquels l'assurance est facultative (41 des 318 sous-groupes).
3. Celle comprenant les groupes de base à quatre chiffres qui ont tous le choix de contribuer ou non à la caisse d'assurance de la CSPAAT (42 des 318 sous-groupes).

Dans le présent document, nous avons l'intention de miser sur les tentatives faites antérieurement pour évaluer la taille et la composition de la population active assurée en Ontario. À l'instar de Rael^6,7 et Brooker⁸, nous utiliserons l'EPA et les données de recensement, rajustées pour tenir compte des travailleurs indépendants et des travailleurs familiaux non rémunérés. Comme Zakaria⁴, nous exprimerons les dénominateurs en équivalents temps plein. Cependant, nous rajusterons également les données de l'EPA pour les groupes industriels couverts par une assurance facultative de la CSPAAT et ceux bénéficiant d'une protection mixte (assurance obligatoire et facultative). Nous comparerons ces estimations, au niveau agrégé, aux estimations de la population active totale et de la population des travailleurs non indépendants. Nous présenterons également ces estimations pour tous les grands groupes professionnels et industriels, stratifiés selon le sexe. Nous vérifierons la sensibilité de nos estimations au moyen de différentes hypothèses. Enfin, nous démontrerons l'utilité de ces dénominateurs en présentant une série de taux d'accident, en utilisant les données des demandes d'indemnisation reçues par la CSPAAT comme numérateur, ainsi qu'une série d'autres estimations de dénominateurs.

Sources de données utilisées pour les estimations de la population active de l'Ontario

Enquête sur la population active (EPA)

Population étudiée

L'EPA, menée par Statistique Canada, produit des estimations de la population d'âge actif (personnes occupées, chômeurs et population inactive) à partir d'un échantillon de moins de 1 % de la population canadienne. L'EPA utilise un plan de sondage avec renouvellement de panel, complexe, visant à estimer rigoureusement les fluctuations mensuelles de la population active canadienne¹¹.

Mesures

Les variables importantes prises en compte dans l'EPA sont l'activité sur le marché du travail, le sexe, l'âge, le nombre d'heures habituellement travaillées par semaine, la profession et la branche d'activité ou l'industrie.

Statistique Canada a fourni des totalisations personnalisées de la population active de l'Ontario par profession, désignée par le code de la Classification type des professions 1991 (CTP 1991), au niveau des groupes à trois chiffres (139 groupes distincts), stratifiés selon le sexe, la situation vis-à-vis de l'emploi (travaille pour autrui ou travaille à son compte), et le nombre d'heures de travail (travaille à temps plein ou à temps partiel) pour les années 1990 à 2000.

Données du recensement canadien

Population étudiée

Le formulaire de recensement détaillé est rempli par un échantillon d'environ 20 % de la population canadienne, et il vise à obtenir de l'information sur les différentes situations vis-à-vis de l'emploi.

Mesures

Le recensement recueille des données sur la situation de l'enquêté vis-à-vis de l'emploi au cours des sept jours précédents, de même que de l'information sur la profession, l'industrie, le sexe, l'âge et le nombre d'heures habituellement travaillées par semaine. Compte tenu de la plus grande taille de l'échantillon prélevé, le recensement permet d'identifier la profession à un niveau plus précis (code à quatre chiffres) que l'EPA, qui identifie la profession selon le code à trois chiffres.

Données disponibles

Nous avons obtenu les données des recensements de 1991 et de 1996 pour les groupes à quatre chiffres de la CTP 1991 (503 groupes distincts), stratifiés par sexe. Nous avions en outre une matrice des codes à trois chiffres de la CTP 1991 (139 groupes), selon le code à trois chiffres de la Classification type des industries 1980 (CTI 1980) (296 groupes^6,f) pour 1991 et 1996.

Le tableau 1 indique les données de l'EPA et les données de recensement utilisées dans le calcul des estimations de dénominateurs.

Le tableau 2 comprend un résumé des variables des sources susmentionnées qui ont été prises en compte dans les estimations de la population active de l'Ontario. L'information contenue dans les demandes d'indemnisation reçues par la CSPAAT et les données des dénominateurs des listes de paye de la CSPAAT sont également fournies à des fins de comparaison.

TABLEAU 1
Données de l'EPA et données de recensement utilisées pour le calcul des dénominateurs pour la population active de l'Ontario

TABLEAU 2
Liste sommaire des variables provenant de diverses sources de données sur la population active et les accidents du travail en Ontario, 1990-2000

Méthodes et analyse

Le principal objectif de l'étude était de créer une série de dénominateurs qui pourraient être utilisés en parallèle avec les rapports de la CSPAAT sur les absences résultant d'accidents du travail en Ontario, au moyen de l'EPA et des données de recensement. Ces dénominateurs seraient stratifiés selon les grands groupes professionnels et secteurs industriels, de même que selon le sexe. Un deuxième objectif était d'examiner la fiabilité de nos estimations en comparant ces dernières à d'autres estimations découlant de différentes hypothèses.

Étapes du processus d'estimation de la population active assurée selon le sexe et la profession

L'ordinogramme décrivant chacune des étapes est présenté dans la figure 2.

1. Nous avons d'abord exclu les travailleurs indépendants des données de l'EPA, à partir du code à trois chiffres.
2. Nous avons ensuite réparti le reste de la population active dans quatre catégories en tenant compte du sexe et du nombre d'heures de travail, soit les hommes travaillant à temps plein, les hommes travaillant à temps partiel, les femmes travaillant à temps plein et les femmes travaillant à temps partiel. Étant donné que les effectifs des travailleurs indépendants n'ont pas été stratifiés selon le travail à temps plein et à temps partiel, nous avons tenu pour acquis que le nombre de travailleurs à temps plein et à temps partiel était semblable chez les travailleurs indépendants et dans le reste de la population active.
3. Pour rajuster les données de l'EPA de manière à tenir compte des industries probablement exclues de l'assurance, nous avons dû convertir les données sur les professions en données sur les industries. Pour effectuer cette conversion, nous avons utilisé la matrice des données des recensements de 1991 et de 1996 concernant les groupes à trois chiffres de la CTP 1991 et les groupes à trois chiffres de la CTI 1980. Pour les années 1992 à 1995, une matrice proportionnelle a été calculée à partir de la matrice des données des recensements de 1991 et de 1996. Pour les années 1997 à 2000, la matrice des données du recensement de 1996 a été utilisée. Nous avons converti les groupes à trois chiffres de la CTP 1991 en groupes à trois chiffres de la CTI 1980 pour les quatre catégories susmentionnées (travail à temps plein et à temps partiel, hommes et femmes) au moyen de cette matrice.

FIGURE 2
Étapes du processus d'estimation de la population active assurée en Ontario

4. Pour estimer rigoureusement la population tenue de signaler les accidents du travail, nous n'avons retenu que les sous-groupes à trois chiffres de la CTI 1980 comprenant les groupes de base à quatre chiffres tenus de signaler les accidents. Les sous-groupes de la CTI 1980 bénéficiant d'une protection mixte (certains groupes de base à quatre chiffres mentionnés dans l'annexe 1 et/ou l'annexe 2, et d'autres pour lesquels l'assurance était facultative) sont énumérés dans l'annexe I. Les groupes à trois chiffres de la CTI 1980 pour lesquels l'assurance est facultative sont énumérés dans l'annexe II.
5. Au moyen des mêmes matrices CTI 1980 X CTP 1991, les données pour chaque groupe à trois chiffres de la CTP 1991 ont été regroupées dans l'un des 10 différents grands groupes professionnels à un chiffre. À la fin de cette étape, nous avions formé les quatre grandes catégories au titre de la situation vis-à-vis de l'emploi (travail à temps plein et à temps partiel pour les hommes et les femmes), stratifiées selon 10 grands groupes professionnels.
6. La dernière étape consistait à attribuer aux effectifs à temps plein et à temps partiel une pondération en ETP. Ces pondérations ont été calculées à partir des fichiers à grande diffusion de l'EPA et sont présentées dans le tableau 3.

TABLEAU 3
Pondération en équivalents temps plein pour les travailleurs à temps plein et à temps partiel, stratifiés selon le sexe, 1990-2000

Étapes du processus d'estimation de la population active assurée selon le sexe et l'industrie

Pour estimer la population active assurée selon l'industrie et le sexe, nous avons suivi les étapes 1 à 4 du processus d'estimation de la population active assurée selon le sexe et la profession.

1. Chaque sous-groupe à trois chiffres de la CTI 1980 a été regroupé pour entrer dans l'un des 18 grands groupes industriels. Certains de ces grands groupes étaient de très petite taille. Dans le cas des groupes industriels comprenant moins de4 000 ETP, les estimations ont été supprimées.
2. Pour créer une série comparable d'ETP, nous avons attribué à chaque travailleur à temps plein et à temps partiel une pondération en équiva-lent temps plein en utilisant les méthodes appliquées pour produire les estimations professionnelles.

Analyses de sensibilité

Pour vérifier la fiabilité des estimations des dénominateurs et pour tenir compte des hypothèses sur lesquelles elles reposaient, nous avons vérifié deux méthodes différentes et comparé ces estimations aux estimations initiales :

1. Dans le cadre de l'étape 2, nous avons établi les catégories « situation vis-à-vis de l'emploi pour les deux sexes » en supposant que le ratio travailleurs à temps plein et à temps partiel était le même chez les employés et les travailleurs indépendants. Nous avons voulu déterminer dans quelle mesure les estimations des ETP pour chacun des grands groupes professionnels et industriels seraient différentes si nous avions posé comme hypothèse que tous les travailleurs indépendants travaillaient à temps plein.
2. Vu la nature de l'EPA, l'exactitude de l'estimation annuelle de la population active de l'Ontario était une question pertinente. Étant donné que les estimations trimestrielles étaient également disponibles, nous avons examiné les changements dans les estimations des ETP pour les grands groupes professionnels et industriels en tenant compte des estimations trimestrielles supérieures et inférieures des groupes professionnels à trois chiffres.

Résultats

Objectif un : comparer les estimations agrégées de l'EPA après les rajustements pour tenir compte des groupes et des heures de travail exclus, 1990-2000

Le tableau 4 présente les totaux pour la population active obtenus après chacun des rajustements décrits dans les méthodes, de même que les estimations agrégées finales des ETP. Entre 1990 et 2000, 65 % à 68 % des travailleurs non indépendants appartenaient à des groupes industriels assujettis à l'assurance obligatoire.

TABLEAU 4
Comparaison des estimations à partir de l'EPA après rajustements pour tenir compte des travailleurs indépendants et des groupes industriels bénéficiant d'une protection mixte (obligatoire/facultative) ou facultative, 1990-2000

Objectif deux : créer une série de dénominateurs pour la population active obligatoirement assurée par grand groupe professionnel et industriel, stratifié selon le sexe

Le tableau 5 présente le nombre total de travailleurs et d'équivalents temps plein pour la population active assurée de l'Ontario, par grand groupe de la CTP 1991, stratifié selon le sexe, pour l'année 2000. Compte tenu du pourcentage plus élevé de femmes travaillant à temps partiel, les différences après rajustement du nombre total d'heures travaillées par semaine (ETP) étaient plus importantes chez les femmes que chez les hommes.

TABLEAU 5
Estimations de la population active obligatoirement assurée en Ontario, stratifiées selon le groupe professionnel et le sexe, 2000 seulement

Le tableau 6 présente la même série d'estimations séparément pour les travailleurs et les travailleuses, stratifiées par grand groupe industriel de la CTI 1980. Les groupes industriels comptant moins de 5 000 ETP ont été supprimés.

TABLEAU 6
Estimations de la population active obligatoirement assuré en Ontario, stratifiées selon le grand groupe industriel et le sexe, 2000 seulement

Objectif trois : examiner la sensibilité des estimations de la population active obligatoirement assurée

Les différences dans les estimations des ETP basées sur l'hypothèse que tous les travailleurs indépendants travaillaient à temps plein étaient mineures. Tant chez les hommes que chez les femmes, les différences les plus marquées ont été observées dans les industries primaires et les groupes professionnels de la gestion, de la santé, des métiers et du transport.

Les différences quant aux fluctuations saisonnières de l'emploi étaient plus substantielles. Tant chez les hommes que chez les femmes, les différences les plus importantes ont été observées dans les industries de l'agriculture, de l'exploitation forestière et des services forestiers. Les différences les plus importantes concernant les groupes professionnels ont été relevées dans les professions propres au secteur primaire et dans les domaines des arts, de la culture, des sports et des loisirs. Ces tableaux ne sont pas inclus, mais ils peuvent être obtenus sur demande auprès des auteurs.

Objectif quatre : calculer les taux d'accident à partir des données des demandes d'indemnisation reçues par la CSPAAT et différentes estimations de dénominateurs

Le tableau 7 donne un aperçu des taux d'accident selon les groupes professionnels et le sexe à partir de différentes estimations de dénominateurs. La différence absolue dans le taux d'accident entre les différentes estimations de dénominateurs est également présentée. L'exclusion des travailleurs indépendants se traduit par une augmentation des estimations des taux d'accident pour tous les groupes professionnels et les deux sexes.

Le fait que les données des demandes d'indemnisation pour accident ayant entraîné une absence et que les estimations des dénominateurs aient été restreintes aux groupes industriels assujettis à l'assurance obligatoire s'est traduit par une augmentation globale des estimations des taux d'accident tant chez les hommes que chez les femmes. Cependant, une baisse des taux d'accident a été observée dans des groupes professionnels particuliers, comme les professions dans les domaines de la vente et des services, des métiers, du transport, de la machinerie, et de la transformation, de la fabrication et des services d'utilité publique.

Le calcul des taux d'accident ayant entraîné une absence par 1,000 équivalents temps plein a révélé une augmentation plus importante des taux d'accident chez les femmes que chez les hommes, laquelle s'explique par le pourcentage plus élevé de femmes travaillant à temps partiel.

TABLEAU 7
Comparaison des taux d'accident ayant entraîné une absence pour les différents groupe professionnels et les deux sexes à partir des estimations pour différents dénominateurs, 2000 seulement

Analyse

Compte tenu des résultats de cette étude, il faudrait, selon nous, effectuer une série de rajustements tout aussi importants aux données de l'EPA et aux données de recensement si celles-ci doivent éventuellement être utilisées en vue de fournir des estimations de dénominateurs pour les numérateurs des données de la CSPAAT sur les accidents ayant entraîné une absence. Au niveau agrégé, chacune des corrections dans les données de l'EPA s'est traduite par une augmentation du taux d'accident tant chez les hommes que chez les femmes. À notre avis, cette méthodologie nous permet d'obtenir une idée plus juste de la taille et de la distribution de la population active assurée en Ontario pour les grands groupes professionnels et industriels.

Il est impossible d'établir des comparaisons directes avec les résultats que nous avons obtenus, de même qu'avec ceux obtenus par Rael^6,7 et Brooker⁸, en raison de l'année d'étude différente dans le cas de Rael, et de la présentation des données sur les taux dans le cas de Brooker. Nos estimations de dénominateurs dûment rajustées sont d'environ 28 % inférieures à celles présentées antérieurement par Zakaria⁴, ce qui s'explique par l'exclusion des groupes industriels bénéficiant d'une protection mixte ou d'une assurance facultative.

Ces estimations devraient être interprétées en tenant compte des limites suivantes. Un coefficient de pondération uniforme a été attribué aux travailleurs à temps partiel pour le calcul des ETP. Il est probable que le nombre total d'heures travaillées par semaine par les travailleurs à temps partiel diffère d'un groupe professionnel et d'un groupe industriel à l'autre. L'utilisation de la formule de Zakaria et coll⁴ pour déterminer le nombre d'heures habituellement travaillées par semaine par les travailleurs à temps partiel permettra d'obtenir des données plus exactes.

Ni le nombre de travailleurs indépendants recensés par l'EPA ni la matrice des groupes professionnels et industriels n'ont été stratifiés selon le sexe. Les différences dans le nombre de travailleurs et de travailleuses pour chacun de ces domaines peuvent réduire la validité de nos estimations. Pour les futures études utilisant les estimations de dénominateurs, il faudrait s'efforcer d'obtenir les données initiales de l'EPA et des recensements stratifiées selon le sexe, après exclusion de la population des travailleurs indépendants.

Il y a un certain nombre de points forts dans la série de dénominateurs produite au moyen de ces méthodes. En dépit des limites susmentionnées, les analyses de sensibilité des hypothèses concernant les travailleurs indépendants et les fluctuations saisonnières n'ont pas mis au jour des lacunes majeures dans les estimations concernant les hommes ou les femmes.

L'évaluation des taux d'accident associés à chacune des catégories prévues quant à l'assurance (assurance obligatoire, assurance mixte [obligatoire/facultative], assurance facultative et aucune assurance) augmente encore davantage notre confiance dans la validité de ces estimations, au niveau agrégé. Par suite de la normalisation des taux pour différentes répartitions selon le groupe industriel et le sexe, le taux pour le groupe assujetti à l'assurance obligatoire était de 23,7 par 1,000 ETP. Dans le groupe bénéficiant d'une protection mixte, pour lequel le nombre de rapports d'accidents devrait normalement être inférieur étant donné que certaines entreprises sont tenues de signaler les accidents, le taux d'accident par 1,000 ETP s'établissait à 19,8. Enfin, dans le groupe où l'assurance était facultative et pour lequel le nombre de rapports d'accidents devrait être le plus faible, le taux d'accident s'élevait à 6,8 par 1,000 ETP.

Les taux et les risques relatifs, présentés dans le tableau 7, démontrent l'importance d'utiliser des dénominateurs précis pour calculer les taux d'accident. Le rajustement des données pour tenir compte de la population active dont la couverture était incertaine ou facultative s'est traduit par une augmentation du taux d'accident global de 10 accidents par 1,000 ETP chez les hommes, avec une augmentation absolue similaire du taux d'accident prévu chez les femmes.

De plus, les taux d'accident enregistrés dans des groupes professionnels particuliers étaient plus sensibles aux rajustements des données de l'Enquête sur la population active. Les taux d'accident chez les hommes travaillant dans les domaines des arts, de la culture, des loisirs et des sports, et dans les professions propres au secteur primaire, ont crû de plus de 100 % dans les deux groupes. Le taux d'accident a augmenté de 94 % chez les hommes travaillant dans le secteur de la santé, de 77 % chez ceux travaillant dans l'enseignement, de 74 % chez ceux travaillant dans le domaine de la gestion, et de 55 % chez ceux travaillant dans les domaines des affaires et de la finance. De la même manière, les taux d'accident ont progressé substantiellement chez les femmes travaillant dans les domaines des arts, de la culture, des loisirs et des sports (167 %), de la gestion (108 %), les professions propres au secteur primaire (97 %), et dans les domaines des affaires et de la finance (60 %).

Lignes directrices suggérées pour l'utilisation des données des dénominateurs avec les données des demandes d'indemnisation reçues par la CSPAAT comme numérateurs

Bien que ces méthodes puissent servir de nombreuses manières différentes dans le cadre des recherches sur les accidents du travail en Ontario, nous faisons les suggestions suivantes concernant leur utilisation dans le calcul des taux de demande d'indemnisation :

1. Chaque hausse du niveau de détail est associée à un risque accru de discordance entre les données des demandes d'indemnisation reçues par la CSPAAT et les estimations des données de l'EPA concernant les groupes professionnels et industriels. Par conséquent, nous recommandons l'utilisation de dénominateurs selon les grands groupes professionnels et industriels seulement.
2. Nous recommandons, en particulier dans le cas des groupes industriels, de combiner les petits groupes (p. ex., pêche et piégeage avec exploitation forestière et services forestiers), lorsque c'est possible, pour former des groupes plus grands.
3. Nous suggérons de souligner les différences dans les risques relatifs entre les groupes plutôt que les données concernant les demandes d'indemnisation et les dénominateurs lorsqu'on fournit les taux d'accident pour deux groupes différents (c.-à-d. hommes et femmes), car les erreurs de mesure dans le calcul de taux d'accident seront probablement réparties aléatoirement entre les hommes et les femmes.
4. Les estimations de dénominateurs et le nombre d'accidents utilisés dans le présent document s'appliquent à la population active assurée en vertu des annexes 1 et 2. Compte tenu des différences dans le fardeau des coûts directs pour les employés victimes d'accidents, il pourrait apparemment y avoir des différences entre les deux annexes quant au processus de gestion des demandes. Nous recommandons donc d'agir avec circonspection lorsqu'on compare les taux de demandes d'indemnisation dans les groupes professionnels ou industriels qui peuvent comprendre un grand nombre d'employés assurés en vertu de l'annexe 2 (p. ex., enseignement et administration publique et groupes professionnels des enseignants) avec d'autres groupes d'employés.

Conclusion

Nous sommes d'avis que les méthodes décrites dans le présent document sont plus efficaces que celles utilisées antérieurement pour estimer la population active assurée en Ontario. En utilisant ces méthodes, les chercheurs pourront décrire l'épidémiologie des accidents dans différents groupes professionnels et industriels et pour les deux sexes, à une époque donnée et au fil des ans.

Remerciements

Nous tenons à remercier Marjan Vidmar, qui a extrait des documents administratifs de la CSPAAT l'information que nous avons utilisée dans le présent document.

Références

1. Commission de la sécurité professionnelle et de l'assurance contre les accidents du travail de l'Ontario. Supplément statistique au Rapport annuel 2000. Rapport technique, Commission de la sécurité professionnelle et de l'assurance contre les accidents du travail de l'Ontario, Toronto (Ontario), 2001.
2. DeLeire T, Levy H. Sexe occupation choice and the risk of death at work. Working Paper 8574, National Bureau of Economic Research, Cambridge, MA, 2001.
3. Messing K. La santé des travailleuses : la science est-elle aveugle? Éditions du remue-ménage, 2000.
4. Zakaria D, Robertson J, MacDermid JC, Hartford K, Koval J 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. Maladies chroniques au Canada 2002;23(1):17-22.
5. Commission de la sécurité professionnelle et de l'assurance contre les accidents du travail de l'Ontario. Coverage under the Ontario Workplace Safety & Insurance Act. Rapport technique, Commission de la sécurité professionnelle et de l'assurance contre les accidents du travail de l'Ontario, Toronto (Ontario), 2002.
6. Rael EGS, Badley E, Frank JW, Shannon HS. Applying and expanding Haggar Guenette's method of using labour force survey paid workers as denominators. Rapport, 1994.
7. Rael EGS, Badley EM, Frank JW, Shannon H.S. 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. Maladies chroniques au Canada 1996;17(3/4):87-91.
8. Brooker AS, Frank JW, Tarasuk VS Back pain claim rates and the business cycle. Social Science & Medicine 1997;45(3):429-39.
9. Lois de l'Ontario. Loi de 1997 sur la sécurité professionnelle et l'assurance contre les accidents du travail.
10. Commission de la sécurité professionnelle et de l'assurance contre les accidents du travail de l'Ontario. WSIB Employer Classification Manual. Technical report, Ontario, 2003.
11. Statistique Canada. Guide de l'enquête sur la population active, n^o 71543GIF, p. 1-42. Ministre de l'Industrie, Ottawa, 2003.

Notes

ANNEXE I

Sous-groupes de la Classification type des industries (1980) bénéficiant d'une assurance mixte (obligatoire/facultative)

ANNEXE II

Sous-groupes de la Classification type des industries (1980) bénéficiant d'une assurance facultative seulement

Coordonnées des auteurs

Peter M Smith, Institut de recherche sur le travail et la santé, Toronto (Ontario) Canada

Cameron A Mustard, Institut de recherche sur le travail et la santé et Département des sciences de la santé publique, Université de Toronto, Toronto (Ontario) Canada

Jennifer I Payne, Action cancer Ontario et Département des sciences de la santé publique, Université de Toronto, Toronto (Ontario) Canada

Correspondance : Peter M. Smith, Institut de recherche sur le travail et la santé, 481, avenue de l'Université, pièce 800, Toronto (Ontario) Canada M5G 2E9; fax : (416) 927-4167; courriel : psmith@iwh.on.ca

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