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Les symptômes dépressifs comme cause et effet de la perte d’emploi chez les hommes et les femmes : preuves dans le contexte de la réduction des effectifs organisationnels à partir de l’enquête longitudinale suédoise sur la santé au travail

Population étudiée

Pour la présente étude, les participants ont été initialement recrutés à partir d’un large échantillon représentatif de la population active suédoise en 2003-2005 découlant de l’enquête suédoise sur l’environnement de travail (SWES). Le SLOSH a été conçu comme un suivi de SWES avec une collecte prospective plus détaillée de données sur l’environnement de travail et la santé . La population de l’enquête SLOSH est interrogée tous les deux ans depuis 2006 par des questionnaires postaux auto-administrés. Les participants remplissent l’un des deux questionnaires : celui qui s’adresse aux travailleurs exerçant une activité rémunérée pendant au moins 30 % du temps plein, ou celui qui est conçu pour les répondants « sans activité rémunérée » travaillant moins que cela ou pas du tout ; cette dernière catégorie comprend principalement des personnes en dehors de la population active (personnes au foyer, étudiants sans activité, retraités, etc.) A partir de 2008, les questionnaires SLOSH permettent d’évaluer l’impact de la réduction des effectifs des entreprises et des changements de statut d’emploi qui en découlent sur la santé des travailleurs. Nous avons donc utilisé les données collectées lors des deuxième (2008) et troisième (2010) vagues du SLOSH. La collecte des données en 2008 a eu lieu avant le début de la Grande Récession. Dans ce rapport, 2008 est considéré comme l’année de référence et 2010 comme l’année de suivi.

Au total, 8771 personnes ont renvoyé un questionnaire à la fois en 2008 et en 2010 ; le taux d’attrition entre ces vagues était de 23,3 %. Les personnes dont les données sur l’éducation ou les symptômes dépressifs étaient manquantes ou incomplètes (N = 418) ont été exclues des analyses. Compte tenu de notre objectif de recherche, nous avons en outre exclu les répondants qui étaient peu susceptibles de subir des licenciements collectifs obligatoires pendant la Grande Récession :

  1. (a)

    1179 indépendants, agriculteurs et travailleurs de microentreprises comptant moins de 10 employés;

  2. (b)

    1800 travailleurs de plus grandes entreprises ayant subi quelques réductions d’effectifs mais pas de licenciements collectifs obligatoires (questions sur les licenciements obligatoires non remplies) ;

  3. (c)

    1529 répondants considérés comme économiquement inactifs selon la définition du BIT (étudiants non actifs, personnes au foyer, retraités) ou non employés pour des raisons autres que la réduction des effectifs pendant la Grande Récession.

Cette perspective a été adoptée pour les raisons suivantes : (a) La réduction des effectifs dans les microentreprises (y compris les exploitations agricoles) n’est pas soumise à la règle stricte du LIFO stipulée dans la loi sur la protection de l’emploi : les exemptions des « travailleurs clés » de cette règle peuvent affecter à la fois la procédure de réduction des effectifs et les résultats en matière de santé mentale, entraînant éventuellement une inflation artificielle des résultats en raison d’un niveau plus élevé de détresse psychologique. (b) Les réductions de personnel sans licenciements obligatoires peuvent représenter une réduction stratégique des effectifs visant à promouvoir les avantages organisationnels à long terme. Cette approche peut être associée à un impact moins néfaste sur la santé en raison du soutien et de l’emploi de la main-d’œuvre excédentaire (l’inclusion des personnes touchées peut entraîner une déflation artificielle des résultats). (c) Le fait d’être sans emploi pourrait être associé à une moins bonne santé mentale (c’est-à-dire une déflation artificielle des résultats due à l’inclusion de chômeurs volontaires ou de personnes handicapées dans le groupe de référence).

En outre, étant donné que notre recherche se concentre sur les personnes qui ne peuvent pas se retirer des situations de licenciements obligatoires – les travailleurs qui ont perdu leur emploi et les survivants des licenciements – nous avons également exclu 238 employés d’organisations réduites qui ont pris leur retraite, démissionné ou trouvé un autre emploi avant de devenir chômeurs. Ces expositions pourraient être associées à une santé mentale plus ou moins bonne. Le fait de trouver un autre emploi pourrait représenter une issue saine à l’imminence d’un licenciement, car les travailleurs en bonne santé et plus instruits peuvent trouver plus facilement un nouvel emploi avant la perte effective de l’emploi. En revanche, les travailleurs plus âgés et en moins bonne santé sont surreprésentés dans les emplois devenus obsolètes en raison de l’évolution technologique. En fait, les difficultés à trouver un nouvel emploi peuvent influencer la décision de prendre une retraite anticipée. Les petits nombres et la composition très hétérogène des répondants interdiraient une analyse détaillée des relations dans ce groupe.

Enfin, en raison de données manquantes sur la taille de l’organisation, la permanence de l’emploi, le statut d’indépendant/agriculteur ou l’exposition à la réduction des effectifs, nous avons exclu 104 autres personnes.

En conséquence, l’échantillon analytique final était composé de 3503 personnes. L’échantillon comprenait trois groupes de travailleurs permanents et temporaires employés dans de petites (10 à 49 travailleurs), moyennes et grandes organisations (≥50 travailleurs) : (a) 1845 travailleurs dans des entreprises sans réduction d’effectifs, (b) 1462 survivants de licenciements, qui sont restés au travail et (c) 196 travailleurs déplacés qui ont perdu leur emploi à la suite de licenciements obligatoires.

Analyse des abandons et représentativité de l’échantillon analytique

Nous avons effectué une analyse des abandons pour tester, si les abandons entre les vagues 2008 et 2010 du SLOSH étaient liés aux caractéristiques démographiques (âge, sexe, état civil et éducation), à l’emploi et à la dépression. Les résultats d’une régression logistique multivariée (résultat : perte du suivi en 2010 par rapport à la réponse à l’enquête SLOSH en 2008 et 2010) indiquent que l’abandon est significativement prédit par le sexe masculin, un âge plus jeune, un faible niveau d’éducation, un emploi non permanent et le fait d’être célibataire, tous les p < 0,001. Des modèles d’abandon similaires ont été rapportés précédemment pour les non-répondants à l’enquête SLOSH par rapport aux participants à l’enquête SWES. Pourtant, nos résultats indiquent que la dépression n’a pas affecté de manière significative la probabilité de perte de suivi en 2010 (p > 0,05).

En outre, à l’aide de statistiques descriptives, nous avons vérifié si notre échantillon analytique peut être considéré comme représentatif de l’échantillon de tous les répondants à la vague 2008 du SLOSH. Par rapport à l’échantillon total, l’échantillon analytique comprend une plus grande proportion d’hommes (46 vs 45 %), de célibataires (45 vs 44 %), de personnes ayant fait des études universitaires (39 vs 36 %) et de travailleurs ayant un emploi permanent (95 vs 88 %) et a un âge moyen plus bas (48 vs 49 ans). Cependant, la distribution selon le niveau de dépression au départ a montré que les proportions de répondants non déprimés étaient égales dans les deux échantillons (76 %). Ainsi, la représentativité de l’échantillon analytique est adéquate en ce qui concerne la prévalence probable de la dépression.

Ethique

L’étude a été approuvée par le comité régional d’éthique de la recherche de Stockholm (Ref.no : Dnr 2006/158-31, Dnr 2008/240-32 et 2010/0145-32). Tous les sujets ont donné leur consentement éclairé par écrit. L’ensemble de la collecte de données a été réalisée par Statistics Sweden pour le compte du Stress Research Institute de l’Université de Stockholm. Statistics Sweden a livré les données aux chercheurs sous une forme telle que ni les individus ni les groupes basés, par exemple, sur l’emploi sur un certain lieu de travail, ne pouvaient être identifiés.

Mesures

Exposition à la réduction des effectifs pendant la Grande Récession

La réduction des effectifs est définie comme un processus par lequel une organisation réduit son personnel, en particulier, par des licenciements . En 2010, il a été demandé à tous les participants s’ils avaient subi des réductions d’effectifs au cours des deux dernières années. Le groupe non exposé a répondu à cette question par la négative ; les pertes d’emploi pour d’autres raisons ont été exclues. Les personnes ayant répondu « oui » ont ensuite été invitées à préciser la proportion de salariés licenciés sur une échelle comprenant « moins de 8 % », « entre 8 et 18 % » et « 18 % ou plus ». Les personnes ayant répondu sans erreur à cette question ont été classées en fonction de la question suivante : « De quelle manière avez-vous été personnellement affecté par les changements ? ». Les sujets exposés, qui ont répondu qu’ils avaient reçu un avis d’avertissement et s’étaient retrouvés au chômage, ont été classés comme travailleurs déplacés. Le groupe exposé des survivants aux licenciements comprenait les personnes employées de manière continue dans la même organisation réduite, aussi bien les travailleurs avertis qui n’ont pas dû partir que ceux qui n’ont jamais été avertis. Nous avons codé la variable comme suit : 1 = employés dans des organisations non réduites (groupe de référence), 2 = survivants de licenciement et 3 = travailleurs déplacés en raison de la réduction des effectifs.

Symptômes dépressifs

Les symptômes dépressifs en 2008 et 2010 ont été évalués par une version brève de la sous-échelle de dépression de la liste de contrôle des symptômes de Hopkins 90 . Cette échelle (SCL-CD6) mesure la prévalence sur une semaine et comprend six items couvrant les principaux symptômes de la dépression : une baisse de l’humeur (« avoir le cafard »), une perte d’intérêt (« ne pas s’intéresser aux choses »), une diminution de l’énergie et de l’activité (« se sentir léthargique ou sans énergie »), une fatigue marquée et, éventuellement, un ralentissement psychomoteur (« avoir l’impression que tout est un effort »), des inquiétudes excessives reflétant une anxiété psychique, des symptômes phobiques, hypocondriaques ou obsessionnels (« trop s’inquiéter des choses »), et une auto-accusation due à des sentiments de culpabilité ou d’indignité (« se reprocher les choses »). Cette échelle est particulièrement adaptée à l’évaluation dans les grandes enquêtes de population en raison de sa brièveté, de sa facilité d’administration et du rôle central de la validité clinique dans la sélection des items . Les répondants ont évalué à quel point ils ont été troublés par chaque symptôme sur une échelle de Likert en cinq points. Le score total de la somme varie de 0 à 24. La SCL-CD6, avec un coefficient d’homogénéité de 0,70 selon l’analyse de Mokken, indique une mesure dimensionnelle significative de la gravité de la dépression. L’échelle s’est avérée valide et présente une unidimensionnalité plus élevée que les instruments épidémiologiques plus longs, ce qui la rend plus spécifique pour mesurer la dépression en tant que construction sous-jacente. La standardisation de la SCL-CD6 a été basée sur une analyse des caractéristiques d’exploitation du récepteur, en utilisant le Major Depression Inventory comme indice de validité. Un score de 17 ou plus s’est avéré être le meilleur point de coupure pour la dépression majeure (sensibilité 0,68, spécificité 0,98), avec une prédiction significative de l’utilisation ultérieure d’antidépresseurs et d’hospitalisations pour des épisodes dépressifs. Les sujets ont été classés en fonction de la valeur de leur score comme étant susceptibles de souffrir de dépression majeure (de 17 à 24), de symptômes dépressifs moins graves (de 10 à 16) et d’absence de dépression (de zéro à neuf). Les variables indiquant le niveau de dépression au départ et lors du suivi comprennent trois catégories basées sur cette classification : 1 = pas de dépression, 2 = symptômes de dépression moins sévères et 3 = dépression majeure.

Covariables

Les facteurs démographiques comprennent l’âge, le sexe (dans les analyses combinant les deux sexes) et l’éducation, dérivés des registres nationaux, ainsi que l’état civil autodéclaré. Ces facteurs sont considérés comme des facteurs de confusion potentiels car ils peuvent influencer l’expérience du chômage et de la dépression . L’éducation a été le principal indicateur du statut socio-économique (SSE) dans les études antérieures : elle présente l’avantage d’une stabilité relative tout au long de la vie des adultes. De plus, l’éducation est moins sujette au biais de causalité inverse (c’est-à-dire que la santé affecte le SSE) que des mesures comme le revenu et la profession. Nous avons relié les informations des registres aux données du questionnaire au moyen de numéros d’identification personnels uniques à dix chiffres. L’âge était mesuré en années, le niveau d’éducation comprenait trois catégories : 1 = enseignement obligatoire uniquement, 2 = lycée ou comparable, 3 = diplôme universitaire. L’état civil a été évalué à l’aide d’une question directe et codé comme suit : 1 pour marié/cohabitant et 0 pour célibataire.

Les variables relatives à l’emploi comprenaient la permanence de l’emploi au départ et une mesure des changements dans la situation de l’emploi lors du suivi. Nous avons contrôlé ces variables afin de tenir compte d’un impact potentiellement négatif de la perte d’ancienneté après la perte d’un emploi permanent et de considérer les effets du réemploi : retrouver un emploi rémunéré est connu pour réduire les risques de dépression chez les travailleurs déplacés . La permanence de l’emploi a été évaluée par une question directe et codée 0 pour divers types d’emplois temporaires, tels que les emplois basés sur des projets ou les remplacements, et 1 pour les emplois permanents. En ce qui concerne le statut d’emploi, les répondants ont été catégorisés selon le type de questionnaire qu’ils ont rempli en 2010 comme étant soit « exerçant un emploi rémunéré » pendant au moins 30 % du temps plein (code 1), soit « n’exerçant pas d’emploi rémunéré », c’est-à-dire travaillant moins que cela ou pas du tout au cours des 3 derniers mois (code 0).

Nous avons également ajusté pour les licenciements antérieurs afin d’exclure la possibilité que les risques de dépression observés soient dus à des cicatrices psychologiques à long terme résultant de licenciements antérieurs à la récession. Cette variable est codée 1 si les répondants ont indiqué en 2008 qu’ils avaient survécu à des licenciements ou avaient été licenciés au cours des deux années précédentes (2006-2008) ; sinon, elle est codée 0.

Une mesure autodéclarée de la maladie de longue durée permet de saisir les conditions médicales et psychiatriques chroniques sous-jacentes, qui peuvent être associées à des symptômes dépressifs et influencer l’expérience du chômage d’une personne . Elle est basée sur les informations relatives aux congés de longue durée avec prestations de maladie, d’activité ou d’indemnisation de la maladie (0 = pas de congés de maladie de longue durée en 2008 et 2010 ; 1 = congés de maladie de longue durée en 2008 ou 2010).

Analyse statistique

Pour toutes les analyses statistiques, nous avons utilisé le progiciel STATA, version SE 11.2. Tout d’abord, nous avons calculé des statistiques descriptives (nombres et pourcentages, moyennes et écarts types (ET)) et évalué les associations bivariées spécifiques au sexe des caractéristiques sociodémographiques et de santé avec le statut d’exposition en utilisant le test χ2 de Pearson et l’analyse de la variance, le cas échéant. La significativité a été considérée à p < 0,05.

Dans un deuxième temps, nous avons effectué des analyses multivariées des relations en fonction de nos questions de recherche. La première série d’analyses multivariées a examiné le déplacement d’emploi et la survie à un licenciement pendant la Grande Récession en tant que prédicteurs clés des symptômes dépressifs au suivi (causalité sociale). Des ratios de risque relatif (RRR) avec des intervalles de confiance (IC) de 95 % ont été estimés à partir de modèles de régression logistique multinomiale. Alors que les risques de troubles dépressifs sont généralement plus élevés chez les femmes, le déplacement professionnel peut être plus préjudiciable chez les hommes en raison des exigences posées par la responsabilité traditionnellement masculine de subvenir aux besoins de la famille. Par conséquent, en plus d’estimer la force des relations dans l’échantillon analytique total, nous avons effectué des analyses stratifiées par sexe, tout en ajustant les variables démographiques et d’emploi, la dépression au départ, les licenciements antérieurs et la maladie de longue durée. Le statut d’exposition, l’éducation et la dépression au départ ont été traités comme des variables factorielles : cette procédure crée des variables fictives pour les niveaux des régresseurs catégoriels .

Dans la deuxième série d’analyses multivariées, nous avons examiné si la dépression préexistante augmente le risque de licenciement (c’est-à-dire. devenir chômeur) lorsque les organisations réduisent leurs effectifs (sélection liée à la santé). Ces analyses ont été limitées à 1658 victimes (c’est-à-dire les travailleurs déplacés) et survivants de licenciements pendant la Grande Récession. Le chômage au moment du suivi a été codé comme 1 pour les travailleurs déplacés et 0 pour les survivants de licenciements. Le niveau de dépression au départ a été traité comme la principale variable explicative. Les modèles de régression logistique multinomiale pour les hommes, les femmes et les deux sexes combinés ont été ajustés pour les variables qui peuvent affecter la probabilité de perdre un emploi lors d’une réduction des effectifs, y compris les facteurs démographiques, la permanence de l’emploi, les licenciements antérieurs, les maladies de longue durée et l’ampleur de la réduction des effectifs pendant la Grande Récession (codée de manière dichotomique : réductions importantes ou mineures du personnel de moins de 8 %).

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