Rapport 5 : Le fardeau économique de la maladie au Canada, 2005-2008 – Valeur de la production perdue en raison de la morbidité selon l’étude FEMC, 2005-2010

Cinquième rapport : Valeur de la production perdue en raison de la morbidité selon l’étude FEMC, 2005-2010

1. Contexte

La valeur de la production perdue en raison de la morbidité est une composante de coûts indirects de l’étude FEMC. Le coût de la morbidité est déterminé par la perte de production associée à une maladie ou à une blessure quelconque, qu’il s’agisse d’une activité rémunérée ou non. Il est aussi déterminé par la baisse de la productivité causée par la maladie ou les blessures (p. ex. présentéisme). Dans le présent rapport, nous n’avons estimé que le coût de la morbidité associé aux journées de travail perdues (absentéisme). Nous n’avons pas évalué le coût associé au présentéisme ou à la perte de production hors du marché du travail. En outre, le coût de la morbidité présenté dans ce rapport ne rend compte que de la valeur de la perte de production attribuable à la maladie ou aux blessures subies par la « personne même »; la perte de production attribuable au fait qu’une personne prodigue des soins à un membre de son entourage, malade ou blessé, est exclue du calcul.

La méthode du capital humain et la méthode des coûts de friction sont les deux principales méthodes utilisées pour mesurer la valeur de la production perdue en raison de la morbidité. La principale différence entre ces méthodes est la définition que l’on donne de la période de production perdue. Selon la méthode du capital humain, cette période débute au moment où la personne est frappée par une maladie ou une blessure qui la rend incapable de travailler et se termine à l’âge prévu de la retraite ou à l’âge de l’espérance de vie. Cette méthode suppose qu’un travailleur qui devient inapte au travail à cause d’une maladie ou d’une blessure ne peut être remplacé (l’hypothèse implicite du chômage involontaire nul). En réalité, la plupart des économies possèdent un bassin de chômeurs qui sont prêts à combler des postes vacants. Au Canada, par exemple, le taux de chômage a fluctué entre 6 % et 8 % durant la période 2005‑2010 (49, 50)^{Note de bas de page 76}.

La méthode des coûts de friction a été mise au point par un groupe d’économistes néerlandais (51 - 54) dans les années 1990. Contrairement à l’autre méthode, elle ne suppose pas le plein emploi; elle définit la période de production perdue comme se limitant à la durée de la vacance, appelée période de friction. Plus précisément, la période de friction débute lorsque la personne quitte son emploi en raison d’une maladie ou d’une blessure et se termine au moment où le poste ou une chaîne de postes vacants est comblé(e).

Depuis longtemps, la méthode du capital humain est utilisée dans nombre d’études pour mesurer la valeur de la production perdue en raison de la morbidité. Elle a servi dans les éditions antérieures de l’étude FEMC, publiées (FEMC 1986, FEMC 1993 et FEMC 1998) ou non publiées (FEMC 2000) (1 - 4). Lors de la préparation de cette édition‑ci, les méthodes servant à estimer les coûts indirects de la maladie et des blessures ont fait l’objet d’une réévaluation. Sur le conseil d’économistes ayant participé aux ateliers de 2009 et 2010 sur le FEMC (organisés par l’ASPC), la méthode des coûts de friction a été adoptée pour estimer les coûts indirects (55, 56).

Comme dans les éditions précédentes de l’étude FEMC, nous avons eu recours à une approche fondée sur la prévalence pour estimer le coût de la morbidité au cours de la période 2005‑2010. Cette approche tient compte de la valeur de la production perdue dans l’année où l’événement est survenu.

En résumé, nous avons estimé le coût associé aux journées de travail perdues (absentéisme) en raison de la morbidité entre 2005 et 2010, à l’aide de la méthode des coûts de friction et d’une approche fondée sur la prévalence. Les sections qui suivent décrivent les sources de données et les méthodes utilisées pour mesurer la valeur de la production perdue en raison de la morbidité au cours de la période 2005‑2010. Nous présentons en outre les résultats des calculs et les limites des données utilisées et nous en faisons l’analyse. Bien que la présente édition de l’étude FEMC porte sur les années 2005 à 2008, elle contient aussi les résultats pour 2009 et 2010 et elle en fait l’analyse, car tous les résultats (2005‑2010) reposent sur les données recueillies sur les journées de travail perdues en 2010 en raison de la maladie ou des blessures^{Note de bas de page 77}.

2. Sources de données

Le module Perte de productivité de l’édition 2010 de l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes (ESCC) de Statistique Canada a servi à estimer le nombre de journées de travail perdues en raison de la maladie et des blessures (62 - 64)^{Note de bas de page 78},^{Note de bas de page 79}. L’ESCC est une enquête transversale permettant de recueillir des données sur l’état de santé, les déterminants de la santé et le recours aux soins de santé dans la population canadienne (65). Le module Perte de productivité a été incorporé en 2010 comme module de contenu commun (module obligatoire) et le sera de nouveau dans l’édition de 2014^{Note de bas de page 80}. Le chiffre annuel de la durée du chômage à l’échelle provinciale (en nombre de semaines), qui sert de variable de substitution pour la période de friction, et les gains annuels selon le sexe, l’âge et la province (en dollars constants de 2010), qui servent à mesurer la perte de production, sont tirés du Système canadien d’information socio‑économique de Statistique Canada (CANSIM) (57, 66)^{Note de bas de page 81}.

3. Méthodes

Nous avons estimé la valeur de la production perdue en raison de la morbidité pour la période 2005‑2010 à l’aide de la méthode des coûts de friction. Pour ce faire, nous avons multiplié la période de production perdue par la valeur de la production.

3.1 Période de production perdue

Il n’existe pas d’estimations de cette variable fondées sur des données hors‑enquête pour la période 2005‑2010. Le module Perte de productivité de l’édition 2010 de l’ESCC a servi à estimer le nombre de journées de travail perdues en raison de la maladie et des blessures pour chaque année de cette période, puisqu’on ne disposait pas d’estimations d’enquête pour 2005‑2009^{Note de bas de page 82},^{Note de bas de page 83}. Il a en outre été supposé que le nombre de journées de travail perdues en raison de la maladie et des blessures en 2010 vaudrait pour chacune des années de la période étudiée, une fois prises en compte les différences selon le sexe et l’âge dans la population d’une année à l’autre. Ces ajustements ont eu pour effet de modifier le nombre de personnes occupées perdant des jours de travail et le nombre de journées de travail perdues, tout en supposant le même taux d’emploi selon le sexe et l’âge (d’après l’ESCC de 2010) pour toutes les années^{Note de bas de page 84},^{Note de bas de page 85},^{Note de bas de page 86},^{Note de bas de page 87}. Les hypothèses de l’analyse présentée dans ce rapport impliquent que le nombre de journées de travail perdues en raison de la maladie ou d’une blessure augmente proportionnellement à la population, puisque si la population augmente pendant que le taux d’emploi demeure constant, le nombre de personnes occupées augmentera, ce qui se répercutera sur le nombre de journées de travail perdues^{Note de bas de page 88}. Par exemple, si 100 personnes occupées ont manqué 20 jours de travail à cause de la maladie ou des blessures, il est présumé que 200 personnes manqueront 40 jours de travail pour les mêmes raisons.

Pour les besoins de l’estimation du coût de la morbidité pour la période 2005‑2010, la période de production perdue correspond au nombre de journées de travail perdues en raison de maladies chroniques, comme l’arthrite, et d’affections aiguës, comme le rhume ou la grippeNote de bas de page 89. Plus particulièrement, les répondants à l’ESCC devaient indiquer le nombre de journées de travail perdues à cause de la maladie ou des blessures dans les trois mois ayant précédé l’enquêteNote de bas de page 90. Pour les besoins de l’analyse du FEMC, les répondants qui ont participé au module Perte de productivité de l’ESCC de 2010 ont été répartis en trois catégories selon les réponses qu’ils ont données à certaines questions. Ces catégories sont les suivantes : 1) a perdu moins de 90 jours de travail en raison de la maladie ou des blessures au cours des trois derniers mois; 2) a perdu 90 jours de travail consécutifs en raison de la maladie ou des blessures au cours des trois derniers mois, mais a travaillé au cours des 12 derniers mois; 3) exclu de l’analyseNote de bas de page 91.

Dans le cas des répondants qui ont dit avoir perdu moins de 90 jours de travail au cours des trois derniers mois, le nombre exact de journées perdues a été multiplié par quatre (annualisation) pour déterminer la période de production perdue. Pour ce qui est des répondants de la deuxième catégorie, le chiffre annuel moyen de la durée du chômage à l’échelle provinciale (en nombre de jours), qui sert de variable substitutive pour la période de friction, a été utilisé pour déterminer la période de production perdue^{Note de bas de page 92},^{Note de bas de page 93}. Comme ces répondants avaient déclaré avoir travaillé au cours des 12 derniers mois, il a été tenu pour acquis que leur période de friction se situait dans cette année‑là et qu’ils avaient été remplacés à l’issue de cette période (la durée du chômage). Tous les répondants qui avaient déclaré ne pas avoir travaillé au cours des 12 derniers mois ont été exclus de l’analyse, car la période de friction de ces personnes et la perte de production correspondante se seraient situées dans une autre année. Dans l’édition 1998 de l’étude FEMC, les estimations du coût de la morbidité ont été pondérées en fonction du taux d’activité. Cette opération n’a pas été nécessaire dans le cas des estimations pour 2005‑2010. En effet, comme les participants au module Perte de productivité de l’ESCC avaient dû répondre à une question sur leur situation au regard de l’activité tôt dans le questionnaire, cette donnée était déjà connue. Le nombre estimé de journées de travail perdues d’après l’ESCC a été ventilé par catégorie de diagnostics selon les problèmes de santé physique et de santé mentale déclarés par les répondants. L’annexe 1 met en correspondance les catégories de maladies de l’ESCC et les catégories de diagnostics de l’étude FEMC.

3.2 Valeur de la production

Les gains quotidiens moyens selon la province, le sexe et l’âge ont été utilisés pour déterminer la valeur de la production pour la période 2005‑2010. Les gains annuels moyens pour ces groupes, exprimés en dollars constants de 2010, ont été convertis en dollars courants au moyen de l’Indice des prix à la consommation à l’échelle nationale, puis divisés par 260 pour obtenir une valeur quotidienne (7)^{Note de bas de page 94},^{Note de bas de page 95}.

4. Résultats

Les tableaux 15 à 22 présentent les estimations nationales de la valeur de la production perdue en raison de la morbidité pour la période 2005-2010Note de bas de page 96. L’analyse bootstrap a été conduite au moyen des poids bootstrap définis dans l’ESCC; l’annexe 2 décrit l’intervalle de valeurs du coefficient de variation (CV) pour chaque type d’estimation.

4.1 Coût selon la catégorie de diagnostics

Le tableau 15 donne les estimations de la valeur de la production perdue en raison de la morbidité à l’échelle nationale pour 2010 selon la catégorie de diagnostics. Le coût de la morbidité à l’échelle nationale totalisait 18,2 G$ en 2010. Les trois catégories de diagnostics qui affichaient le coût le plus élevé étaient celles des blessures (3,2 G$, 17,8 %), des infections respiratoires (2,9 G$, 16,0 %) et des maladies musculosquelettiques (1,5 G$, 8,4 %). Le pourcentage de coûts de la morbidité non attribuables désigne la part des coûts qui ne peuvent être attribués à l’une ou l’autre des catégories de diagnostics; ce pourcentage est de 38,0 % (ou 6,9 G$) dans ce cas‑ci (du coût total de la morbidité).

4.2 Coûts selon la catégorie de diagnostics et le sexe

Le tableau 15 donne également les estimations de la valeur de la production perdue à l’échelle nationale en 2010 selon la catégorie de diagnostics et le sexe. Le coût total de la morbidité est plus élevé chez les hommes (9,8 G$, 53,7 %) que chez les femmes (8,4 G$, 46,3 %). Les trois catégories de diagnostics qui affichaient le coût le plus élevé chez les hommes sont celles des blessures (2,3 G$), des infections respiratoires (1,6 G$) et des maladies musculosquelettiques (0,8 G$). Chez les femmes, les trois catégories en tête de liste sont celles des infections respiratoires (1,3 G$), des blessures (0,9 G$) et des maladies musculosquelettiques (0,8 G$).

Les trois catégories de diagnostics pour lesquelles la différence entre les hommes et les femmes est la plus forte eu égard à la proportion du coût total sont celles du diabète sucré (hommes : 88,6 %; femmes : 11,4 %), des maladies de l’appareil génito-urinaire (hommes : 81,7 %; femmes : 18,3 %) et des tumeurs malignes (hommes : 76,1 %; femmes : 23,9 %).

4.3 Coût selon la catégorie de diagnostics et l’âge

Le tableau 15 donne enfin les estimations de la valeur de la production perdue à l’échelle nationale en 2010 selon la catégorie de diagnostics et le groupe d’âge^{Note de bas de page 97}. Le coût total de la morbidité est plus élevé chez les personnes de 15 à 54 ans (14,9 G$, 81,8 %) que chez celles âgées de 55 à 75 ans (3,3 G$, 18,2 %). Les trois catégories de diagnostics qui affichaient le coût le plus élevé chez les personnes de 15 à 54 ans sont celles des infections respiratoires (2,5 G$), des blessures (2,5 G$) et des maladies musculosquelettiques (1,2 G$). Chez les personnes de 55 à 75 ans, les trois catégories en tête de liste sont celles des blessures (0,8 G$), des infections respiratoires (0,4 G$) et des maladies musculosquelettiques (0,3 G$).

Les trois catégories de diagnostics pour lesquelles la différence entre les deux groupes d’âge est la plus forte eu égard à la proportion du coût total sont celles des maladies de l’appareil génito-urinaire (15 à 54 ans : 95,0 %; 55 à 75 ans : 5,0 %), des affections neuropsychiatriques (15 à 54 ans : 89,6 %; 55 à 75 ans : 10,4 %) et de certaines maladies infectieuses et parasitaires (15 à 54 ans : 87,2 %; 55 à 75 ans : 12,8 %).

Le tableau 21 donne la répartition du coût total de la morbidité en 2010 (et à chacune des années de la période 2005-2009) selon des groupes d’âge définis de façon plus détaillée. Compte tenu des directives limitant la diffusion de données reposant sur de faibles fréquences par case, il n’a pas été possible ici de ventiler le coût selon la catégorie de diagnostics. En 2010, les personnes de 35 à 54 ans expliquaient 59,0 % du coût total de la morbidité.

4.4 Coûts au cours des années 2005 à 2010

Le tableau 22 présente les estimations nationales de la valeur de la production perdue en raison de la morbidité pour la période de 2005 à 2010, en dollars constants de 2010^{Note de bas de page 98}. La valeur de la production perdue augmente d’année en année au cours de la période étudiée : on note une hausse globale de 15,3 % durant cette période.

5. Analyse

5.1 Avantages des estimations annuelles du coût de la morbidité pour la période 2005-2010

Il y a de grands avantages à mesurer la valeur de la production perdue en raison de la morbidité pour chacune des années de la période 2005‑2010, malgré que les données d’enquête fournissent pour 2010 seulement des estimations du nombre de journées de travail perdues en raison de la maladie ou des blessures. La valeur de la production perdue en raison de la morbidité est l’une des composantes de coût du projet FEMC; en produisant des estimations annuelles du coût de la morbidité, on peut faire la somme de ces estimations et de celles des autres composantes de coût pour déterminer le fardeau économique de la maladie et des blessures au Canada pour chaque année de la période à l’étude. Le nombre de journées de travail perdues en 2010 a fait l’objet de trois ajustements pour rendre compte du nombre de journées de travail perdues à chaque année de la période 2005‑2009. Tout d’abord, nous avons redressé les estimations de coût annuel pour les années autres que 2010 pour tenir compte des différences de distribution de la population selon le sexe et l’âge. Ensuite, nous avons redressé les estimations de coût annuel en fonction des différences de durée du chômage d’une année à l’autre. Entre 2005 et 2010, il est arrivé souvent que la durée du chômage à l’échelle provinciale subisse des variations de l’ordre de 25 à 50 % (à la hausse ou à la baisse) en l’espace d’un an ou deux. Par exemple, la durée moyenne du chômage en Alberta a été de 2 mois en 2008, de trois mois en 2009 et de 4 mois en 2010 (66). Enfin, nous avons redressé les estimations de coût annuel pour tenir compte des différences de gains selon le sexe, l’âge et la province d’une année à l’autre.

5.2 Différences entre les sexes pour ce qui est de la valeur de la production perdue en raison de la morbidité

Le nombre de journées de travail perdues en raison de la maladie ou des blessures et les gains respectifs des hommes et des femmes ont eu une incidence sur les différences entre les hommes et les femmes eu égard au coût de la morbidité au cours de la période 2005‑2010. Selon les estimations de l’ESCC, les hommes ont perdu, en 2010, 52 967 900 jours de travail, contre 64 678 000 jours pour les femmes^{Note de bas de page 99}. Celles‑ci ont donc déclaré 22,1 % plus de journées de travail perdues que les hommes. Cet écart ne peut s’expliquer par la différence d’effectifs, puisque, en 2010, les hommes occupant un emploi étaient 9,6 % plus nombreux que les femmes dans la même situation d’activité (69). Donc, le rapport du nombre de journées de travail perdues en raison de la morbidité au nombre de personnes occupées est plus élevé pour les femmes que pour les hommes. Cet écart peut s’expliquer par des facteurs non mesurés, comme des différences entre les hommes et les femmes eu égard à la prévalence de la maladie ou des blessures, ou la tendance qu’auraient les hommes à aller travailler même s’ils souffrent d’une affection ou d’une blessure quelconque.

Au Canada, les gains des hommes étaient, en moyenne, 52 % plus élevés que ceux des femmes durant la période de 2005 à 2010 (57). Comme les gains selon le sexe ont servi à évaluer la perte de production sur la période étudiée, à nombre égal de journées de travail perdues, le coût de la morbidité sera plus élevé chez les hommes que chez les femmes.

5.3 Différences entre les groupes d’âge pour ce qui est de la valeur de la production perdue en raison de la morbidité

Le nombre de journées de travail perdues en raison de la maladie ou des blessures et les gains selon l’âge ont eu une incidence sur les différences entre les groupes d’âge eu égard au coût de la morbidité durant la période 2005‑2010. D’après les estimations pour 2010, les personnes de 15 à 54 ans ont déclaré 4,1 fois plus de journées de travail perdues que les personnes de 55 à 75 ans; cet écart s’explique en partie par le nombre de personnes occupées, qui n’est pas le même pour les deux groupes d’âge. En 2010, les personnes de 15 à 54 ans occupant un emploi étaient 4,8 fois plus nombreuses que celles de 55 ans ou plus (69)Note de bas de page 100. En outre, le groupe des 35‑54 ans a affiché les gains les plus élevés durant toute la période étudiée, ce qui peut expliquer un coût de la morbidité plus élevé pour le groupe des 15 à 54 ans.

5.4 Hausse du coût de la morbidité au fil du temps

La valeur de la production perdue en raison de la morbidité (en dollars constants) a augmenté tout le long de la période étudiée, cette hausse se chiffrant globalement à 15,3 % entre 2005 et 2010. La durée du chômage à l’échelle nationale est demeurée, en moyenne, relativement stable au cours de la période (66)Note de bas de page 101, ce qui donne à penser que la hausse du coût de la morbidité serait imputable aux changements démographiques et à l’évolution de la productivité du travail (gains). Tandis que le nombre de journées de travail perdues en raison de la maladie ou des blessures en 2010 a été rajusté pour tenir compte des différences dans la population, reflet de la croissance démographique, la hausse du coût dans les années ultérieures pourrait s’expliquer en partie par ce phénomène. Précisons que la population du Canada a augmenté de 7 % entre 2005 et 2010 (36 ‑ 39, 67, 68). De même, les gains annuels moyens à l’échelle nationale (en dollars constants de 2010) se sont accrus de 4 % durant la même période (hausse de 2 % chez les hommes et de 9 % chez les femmes) (57). La comparaison du coût total de la morbidité entre les différentes années visées par l’étude (2005-2010) nous fournit une estimation de l’écart de grandeur; cet exercice a toutefois ses limites, puisque le nombre redressé de journées de travail perdues en 2010 a servi pour toutes les années.

5.5 Méthodes de calcul des coûts indirects et valeur de la production perdue en raison de la morbidité

Dans les éditions précédentes de l’étude FEMC, la méthode du capital humain a été utilisée pour estimer les coûts indirects, alors que dans l’édition actuelle, nous avons eu recours à la méthode des coûts de friction. Dans les éditions 1998 et 2008 de l’étude FEMC, le coût de la morbidité constitue respectivement 55,6 % et 97,3 % des coûts indirects^{Note de bas de page 102}. Comme le coût de la mortalité prématurée constitue le reste des coûts indirects, la morbidité est devenue beaucoup plus coûteuse par rapport à la mortalité prématurée avec l’utilisation de la méthode des coûts de friction. Une des raisons pouvant expliquer ce changement est que le fait d’adopter la nouvelle méthode a eu pour conséquence que la durée de la période de production perdue en raison d’un décès prématuré correspond à la durée du chômage seulement, et non plus à la période allant du décès à l’âge de l’espérance de vie. Par conséquent, à chaque année de la période étudiée, la période de production perdue en raison de la mortalité prématurée s’est rapprochée de la période de production perdue en raison de la morbidité, et comme un plus grand nombre d’individus ont contribué à la perte de production en raison de la morbidité qu’à la perte de production en raison de la mortalité prématurée (environ 105 fois plus en 2008), le coût de la morbidité représente maintenant un pourcentage beaucoup plus grand des coûts indirects^{Note de bas de page 103}.

6. Limites

6.1 Comparaison entre catégories de diagnostics, composantes de coût et éditions du FEMC

Compte tenu de l’adoption d’une méthode différente servant à calculer la valeur de la production perdue en raison de la morbidité, il n’est pas recommandé de comparer les estimations du coût de la morbidité de la présente édition de l’étude FEMC avec celles des éditions antérieures. La non‑comparabilité des estimations est démontrée par plusieurs études publiées où les coûts établis à l’aide des deux méthodes ont été comparés. Plus particulièrement, ces études révèlent que la méthode du capital humain produit des estimations de 2 à 30 fois plus élevées que celles obtenues avec la méthode des coûts de friction (51, 53, 60, 70 - 74)^{Note de bas de page 104}. Les différences entre les estimations pour chacune des méthodes varient avec le nombre et l’âge des personnes concernées, la ou les maladies en cours d’étude, les composantes de coût prises en considération, la durée de la période de friction et l’utilisation d’un coefficient d’élasticité. De plus, les estimations ne sont pas comparables à celles des éditions précédentes, car un sondage distinct a été utilisé pour estimer le nombre de journées de travail perdues et les coûts de travail non rémunéré qui sont exclus des estimations de l’édition courante.

Il n’existe pas d’estimations de la valeur de la production perdue en raison de la morbidité pour 2005‑2010 par code CIM ni pour toutes les catégories ou sous-catégories de diagnostics de l’étude FEMC. Comme l’ESCC est une enquête par sondage, on ne peut estimer le nombre de journées de travail perdues qu’en fonction de catégories ou sous‑catégories de diagnostics très larges. En outre, les directives qui restreignent la diffusion de données reposant sur de faibles fréquences par case empêchent d’utiliser certaines catégories ou sous‑catégories de diagnostics et de présenter les estimations du coût de la morbidité par catégorie de diagnostics pour les groupes d’âge de l’étude FEMC. On présente plutôt ces estimations selon la catégorie de diagnostics pour des groupes d’âge largement définis (15‑54 ans; 55‑75 ans)Note de bas de page 105,Note de bas de page 106. À cause de ces mêmes directives, les estimations du coût de la morbidité par catégorie de diagnostics n’ont pas été diffusées pour les provinces et territoires. Par conséquent, seules des catégories très larges de l’étude FEMC peuvent servir à déterminer le fardeau économique de la maladie et des blessures par l’addition de toutes les composantes de coût.

Comme nous l’avons déjà indiqué, l’annexe 1 présente la mise en correspondance des catégories de maladies de l’ESCC et des catégories de diagnostics de l’étude FEMC; malheureusement, il n’y a pas de correspondance parfaite entre ces catégories. Dans le module Perte de productivité de l’ESCC, le spina‑bifida entre dans la catégorie de maladies chroniques intitulée « maladies neurologiques », tandis que dans l’étude FEMC, il appartient à la catégorie de diagnostics « anomalies congénitales »Note de bas de page 107. Par conséquent, les coûts associés au spina‑bifida sont attribués à des catégories de diagnostics différentes selon qu’il s’agit de la composante relative à la morbidité ou des autres composantes de coût. De même, le module Perte de productivité de l’ESCC compte une catégorie de maladies chroniques qui comprend les fibromyalgies, le syndrome de fatigue chronique et les sensibilités aux agresseurs chimiques; or, ces maladies appartiennent à des catégories de diagnostics différentes dans l’étude FEMC (selon les codes CIM). Comme il fallait attribuer les coûts associés à ces maladies à une seule catégorie de diagnostics, on a supposé que les fibromyalgies expliquaient le plus grand nombre de journées de travail perdues et, donc, tous les coûts ont été attribués à la catégorie « maladies musculosquelettiques » (celle de l’étude FEMC qui comprend les fibromyalgies).

Les coûts qui ne peuvent être attribués à aucune catégorie de diagnostics représentent un pourcentage appréciable du coût de la morbidité. En 2010, les coûts non attribuables représentaient 38,0 % (soit 6,9 G$) du coût total de la morbidité. Environ 24,7 % des participants au module Perte de productivité de l’ESCC qui avaient été absents du travail pendant trois mois consécutifs à cause d’un problème de santé physique ou mentale chronique ont indiqué comme affection chronique expliquant le plus grand nombre de journées de travail perdues durant cette période de trois mois une maladie comprise dans la catégorie « autres » (d’après une liste préétablie d’affections chroniques)Note de bas de page 108. Les participants qui ont répondu « autres » devaient préciser l’affection chronique dont ils souffraient ou avaient souffert; or, il n’y avait pas de code pour ces affections dans la base de données de l’ESCC. S’il y avait eu un code, la proportion des coûts non attribuables aurait été moindre. Dans l’avenir, l’ajout de nouvelles catégories d’affections chroniques, comme les maladies infectieuses (p. ex. VIH/sida, hépatite C) et les affections des organes sensoriels (p. ex. glaucome), pourrait contribuer à réduire le nombre de personnes qui indiquent la catégorie « autres ». En outre, comme les répondants devaient indiquer l’affection chronique qui explique le plus grand nombre de journées de travail perdues, il se peut que les coûts associés aux affections chroniques « secondaires » expliquant des journées de travail perdues soient sous‑estimés. Enfin, la question portant sur les journées de travail perdues attribuables à n’importe quelle « autre raison reliée à la santé physique ou mentale » pourrait être scindée en deux : une question concernant la santé mentale et l’autre, la santé physique. Cette distinction permettrait d’imputer directement les coûts pertinents à la santé mentale, ce qui réduirait la proportion des coûts non attribuables.

6.2 Période de production perdue

Malheureusement, il n’existe pas de données hors‑enquête sur le nombre de journées de travail perdues en raison de la maladie ou des blessures durant la période 2005‑2010; ainsi, nous avons plutôt utilisé des données d’enquête. Les estimations fondées sur des données d’enquête ont toutefois leurs limites, car les réponses des participants peuvent ne pas refléter les valeurs vraies de la population, surtout si le nombre de journées de travail perdues en raison de la maladie ou des blessures est très variable. Seules les estimations pour 2010 étaient disponibles. Il a en outre été supposé que le nombre de journées de travail perdues en 2010 vaudrait pour chacune des années de la période étudiée, une fois prises en compte les différences de distribution selon le sexe et l’âge dans la population. Or, même après une correction pour tenir compte de ces différences, le nombre estimé de journées de travail perdues en 2010 peut ne pas refléter fidèlement le nombre de journées de travail perdues en 2005‑2009, puisque la prévalence de certaines maladies – qui entraînent la perte de journées de travail – dans des cohortes d’âge‑sexe particulières peut varier d’une année à l’autre. En outre, même si la prévalence reste la même, le nombre de journées de travail perdues peut être très variable, ce qui crée des écarts d’une année à l’autre. Il peut même y avoir de fortes variations du nombre de jours de travail perdus pour un répondant dans une année donnée. Par exemple, un répondant peut avoir perdu une journée de travail à cause d’un rhume dans la période de trois mois visée par l’enquête, mais il peut aussi avoir perdu quatre jours de travail pour la même raison dans une autre période de trois mois de la même année, soit une différence de 300 %. Il faut reconnaître néanmoins que si l’on avait demandé aux répondants de se rappeler le nombre de journées de travail qu’ils ont perdues sur une période excédant trois mois, ils auraient pu avoir des problèmes de mémoire et fournir des réponses inexactes, ce qui aurait eu des répercussions encore plus grandes sur l’exactitude des résultats de l’enquête. Par ailleurs, la période de trois mois est un indicateur approprié pour la période de friction. Compte tenu des limites exposées ici, il n’est pas recommandé de comparer la répartition du coût estimé de la morbidité selon la catégorie d’une année à l’autre pour la période 2005‑2010, puisque le nombre rajusté de journées de travail perdues en 2010 a servi pour toutes les années. Les résultats du module Perte de productivité de l’ESCC de 2014 nous indiqueront peut‑être si le nombre rajusté de journées de travail perdues reflète fidèlement le nombre de jours de travail perdus dans les autres annéesNote de bas de page 109.

Koopmanschap et van Ineveld ainsi que Koopmanschap et coll. se sont servis des données des Pays‑Bas sur la durée de la vacance pour estimer la durée de la période de friction dans ce pays (51, 53)Note de bas de page 110,Note de bas de page 111. Les données sur la durée de la vacance ont pu produire une estimation plus juste de la période de friction pour le Canada, mais ces données n’étaient pas disponibles. Nous nous sommes donc servis du chiffre annuel de la durée moyenne du chômage à l’échelle provinciale pour représenter la période de frictionNote de bas de page 112,Note de bas de page 113,Note de bas de page 114. De nombreux facteurs liés au marché du travail peuvent influer sur le degré de correspondance entre la durée du chômage et la période de friction, à savoir le nombre de personnes en chômage, le nombre d’emplois disponibles et le degré d’appariement entre les compétences des chômeurs et les compétences requises pour le poste vacant. Il existe trois relations possibles entre la durée du chômage (DC) et la période de friction (PF) : DC > PF, DC < PF ou DC = PF. Dans le premier cas, le nombre de chômeurs serait très élevé par rapport au nombre d’emplois disponibles. Dans le deuxième cas, le nombre de chômeurs serait très peu élevé par rapport au nombre d’emplois disponibles. Par ailleurs, le degré d’appariement entre les compétences des chômeurs et les compétences demandées par les employeurs influe beaucoup à la fois sur la durée du chômage et sur la longueur de la période de friction, un mauvais appariement ayant une incidence à la hausse sur les deux variables (l’ampleur de l’effet pour chaque variable pourra différer, étant donné les autres facteurs liés au marché du travail). De plus, divers éléments du marché du travail peuvent influer différemment sur la durée du chômage et sur la période de friction. Par exemple, si le nombre d’emplois disponibles reste inchangé, la hausse du taux de chômage aura probablement pour effet d’allonger la durée du chômage et de réduire la période de friction, car plus de gens sont sans emploi et les employeurs ont ainsi accès à un bassin de travailleurs plus grand – et vraisemblablement plus diversifié – pour combler leurs besoins en personnel. Pour les raisons exposées ci‑dessus, il est raisonnable de supposer que DC = PF, étant donné un certain nombre de travailleurs en chômage et d’emplois disponibles et un certain degré d’appariement entre les compétences des chômeurs et les besoins des employeurs. Cela dit, on ne connaît pas le degré de correspondance entre la durée du chômage et la période de friction durant la période 2005‑2010. Cependant, si un poste original est comblé par un salarié plutôt que par une personne sans emploi, des postes deviendront vacants jusqu’à ce que la vacance soit pourvue par la personne sans emploi. S’il y a une chaîne de postes vacants à combler la majorité du temps, la durée de chômage peut être une estimation raisonnable pour la période de production perdue; toutefois, de nombreux facteurs complexes qui sont liés au marché du travail (c’est-à-dire le nombre de personnes sans emploi) influeront sur la représentativité de la durée de chômage.

Koopmanschap et coll. estiment que la période de friction se situe entre 2,2 et 3,8 mois (écart de 72 %) en 1988 et entre 2,8 et 3,5 mois (écart de 25 %) en 1990, selon que le niveau de scolarité requis pour le poste est peu élevé ou très élevé (53). Nous aurions pu obtenir des estimations plus exactes de la période de friction au Canada si nous avions disposé de données sur la durée du chômage selon l’industrie ou le niveau de scolarité; or, ce n’était pas le cas. Si nous avions disposé de données sur la durée du chômage selon le niveau de scolarité, nous aurions pu les apparier avec les données fournies par les répondants à l’ESCC; en revanche, il aurait été difficile d’apparier les données sur la durée du chômage selon l’industrie avec celles fournies par chacun des répondants à l’ESCC.

Nous disposions des données provinciales sur la durée moyenne du chômage selon le sexe et le groupe d’âge, mais nous ne les avons pas utilisées; nous avons jugé plus opportun de nous servir des données sur la durée du chômage à un niveau plus agrégé, puisqu’on pouvait difficilement dire quel était le degré de correspondance entre la durée du chômage et la période de friction durant la période 2005‑2010. La durée du chômage n’était pas très différente d’un groupe d’âge‑sexe à l’autre, à l’exception des 15‑24 ans. Ces derniers subissaient des périodes de chômage plus courtes que les travailleurs des autres groupes d’âge, cela s’expliquant probablement par le fort roulement de la main‑d’œuvre chez les jeunes travailleursNote de bas de page 115. La durée du chômage a servi de variable de substitution pour la période de friction uniquement dans le cas où les personnes avaient été absentes du travail pendant trois mois consécutifs en raison de la maladie ou d’une blessure; dans la plupart des cas (78 %), il s’agissait d’une affection chronique. En conséquence, le fait d’utiliser une moyenne de la durée du chômage pour l’ensemble des groupes d’âge aurait peu d’effet sur les estimations de la période de perte de production, puisque le groupe des 15 à 24 ans ne comptait dans ses rangs que 3,8 % des personnes qui s’étaient absentées du travail pendant trois mois consécutifs en raison d’une maladie chronique ou d’une blessureNote de bas de page 116.

Bien que les estimations de la valeur de la production perdue calculées à l’aide de la méthode des coûts de friction aient leurs limites, celles‑ci ont des effets négligeables sur les estimations du coût de la morbidité si on les compare aux effets découlant de la méthode du capital humain. Nous avons vu plus haut que la méthode du capital humain produit des estimations de la valeur de la production perdue beaucoup plus élevées que l’autre méthode, ce qui peut mal refléter le fardeau réel de la perte de production pour la société.

6.3 Composantes manquantes de la perte de production

Dans ce rapport, nous avons estimé la valeur de la perte de production associée aux journées de travail perdues en raison de la maladie ou des blessures subis par la « personne même » (absentéisme); cela dit, l’ajout d’autres composantes de la perte de production aurait permis de mieux rendre compte du fardeau économique réel de la maladie et des blessures. Premièrement, si la valeur de la perte de production en raison de l’absentéisme est prise en compte dans ce rapport, on passe sous silence la perte de production attribuable au présentéisme. Il arrive que des personnes se rendent au travail alors qu’elles souffrent d’une maladie ou d’une blessure quelconques; elles sont donc moins productives, de là une perte de production. Deuxièmement, il faudrait prendre en compte la valeur de la perte de production associée à l’activité hors du marché du travail (p. ex. travaux ménagers); cela peut avoir une importance particulière pour certains segments de la population. Enfin, il faudrait aussi prendre en considération les coûts attribuables au fait qu’une personne prodigue des soins à un membre de son entourage. Il arrive que des gens en santé consacrent du temps à des personnes malades ou souffrant d’une blessure; c’est du temps en moins à consacrer à l’activité sur le marché du travail et hors du marché du travail. On convient que les études sur le fardeau économique de la maladie et des blessures devraient prendre en considération les composantes décrites ci‑dessus; il reste que les sources de données qui permettraient de mesurer la valeur de ces composantes par catégorie de diagnostics sont inexistantes.

7. Conclusion

Dans ce rapport, nous avons estimé la valeur de la production perdue en raison de la morbidité dans la période 2005‑2010 au moyen d’une approche fondée sur la prévalence. Cette perte de production était associée aux journées de travail rémunéré perdues en raison de la maladie ou des blessures. Nous avons estimé le coût de la morbidité pour 2005‑2010 à l’aide de la méthode des coûts de friction. Comme les éditions antérieures de l’étude FEMC ont utilisé la méthode du capital humain pour estimer ce coût, on ne peut faire de comparaison entre les estimations de 2005‑2010 et celles des années antérieures.

En 2010, le coût total de la morbidité à l’échelle nationale s’élevait à 18,2 G$; 62,0 % de ce coût pouvait être réparti parmi les différentes catégories de diagnostics. Comme nous nous sommes servis du nombre rajusté de journées de travail perdues en 2010 pour estimer la période de production perdue pour chacune des années de la période 2005‑2010, il n’est pas recommandé de tenter de dégager une tendance pour les estimations du coût de la morbidité selon la catégorie (p. ex. catégorie de diagnostics). Enfin, les éditions futures de l’étude FEMC devraient prendre en considération la valeur de la production perdue en raison de la morbidité associée au présentéisme, à l’activité hors du marché du travail et au fait qu’une personne prodigue des soins à un membre de son entourage, afin de rendre compte plus fidèlement du fardeau de la maladie et des blessures pour la société.