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L’espérance de vie selon le revenu et le niveau de scolarité

31 janvier 2020

J’ai publié il y a un peu plus de deux mois un billet portant sur l’espérance de vie et l’espérance de vie ajustée sur la santé au Québec et au Canada à partir de données mises à jour par Statistique Canada. Statistique Canada a publié il y a deux semaines une étude de Tracey Bushnik, Michael Tjepkema et Laurent Martel intitulée Disparités socioéconomiques en matière d’espérance de vie et d’espérance de vie en santé au sein de la population à domicile au Canada. Cette étude repose sur des données plus détaillées que celles que j’ai utilisées et mérite donc le détour.

Introduction

«L’espérance de vie (EV) et l’espérance de vie ajustée sur la santé (EVAS) ont augmenté presque partout dans le monde». Cette augmentation n’est toutefois «pas répartie uniformément dans les divers groupes de population». Il est donc important de bien comprendre «l’ampleur, la répartition et la variation au fil du temps de ces disparités» pour pouvoir élaborer des politiques visant l’équité.

Cette étude vise à «examiner l’EV, l’EVAS et les disparités en matière d’EV et d’EVAS chez les hommes et les femmes de 25 ans et de 65 ans dans les cohortes de 1996 et de 2011, et ce, selon le plus haut niveau de scolarité atteint et le quintile de revenu du ménage».

Données

La principale source utilisée dans cette étude est formée des données des Cohortes santé et environnement du recensement canadien (CSERCan) provenant du recensement de 1996 et de l’Enquête nationale auprès des ménages (ENM) de 2011. Ces données contiennent de l’information sur la santé (dont la mortalité, le cancer et les hospitalisations) de la population à domicile (donc excluant les pensionnaires d’établissements institutionnels). Les auteur.es ont retenu les données portant sur la population âgée de 25 ans et plus vivant dans des logements privés en 1996 et en 2011. Leur échantillon est formé de 3 203 700 personnes pour la cohorte de 1996 et de 4 526 300 personnes pour celle de 2011.

Les estimations de l’indice de l’état de santé sont basées sur huit attributs de l’état de santé autodéclaré (la vision, l’ouïe, la parole, la mobilité, la dextérité, l’émotion, la cognition et la douleur) et proviennent de l’Enquête nationale sur la santé de la population (ENSP) de 1994-1995 et de l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes (ESCC) de 2009 et de 2010. Les données sur le niveau de scolarité et le quintile de revenu ont été recueillies dans le cadre du recensement de 1996, de l’ENM de 2011, de l’ENSP et de l’ESCC.

L’espérance de vie (EV) correspond au nombre d’années qu’une personne d’un âge donné peut s’attendre à vivre si les taux de mortalité observés au cours d’une période donnée persistent pendant le reste de sa vie. L’espérance de vie ajustée sur la santé (EVAS) est établie de la même façon, mais en tenant compte des estimations d’un indice de la qualité de vie.

Résultats

– EV et EVAS en 2011

Le tableau qui suit présente l’EV et l’EVAS à 25 ans (partie du haut du tableau) et à 65 ans (partie du bas) selon le sexe, le niveau de scolarité et les quintiles de revenu, en 2011. Les quatre dernières colonnes indiquent le pourcentage moyen de leur EV que ces personnes vivront en bonne santé, soit l’EVAS divisée par l’EV. Notons que les erreurs-types (ET, soit les marges d’erreur à 68 %) sont aussi ajoutées à la droite des résultats.

Ce tableau montre notamment que :

  • dans tous les niveaux de scolarité et de revenus, que ce soit pour l’EV ou l’EVAS, à 25 ans ou à 65 ans, l’espérance de vie des femmes était en 2011 plus élevée que celle des hommes;
  • cette différence était plus grande pour les membres du premier quintile de revenu que pour les membres du cinquième quintile et, dans une moindre mesure, pour les personnes peu scolarisées que pour celles plus scolarisées;
  • cela montre que les caractéristiques socioéconomiques influencent davantage l’EV des hommes que l’EV des femmes;
  • les différences d’EV et d’EVAS entre les personnes peu scolarisées et celles plus scolarisées étaient de même ampleur que celles entre les membres du premier quintile de revenus et les membres du cinquième quintile;
  • ces différences étaient plus élevées pour l’EVAS que pour l’EV, passant par exemple de 7,8 ans pour l’EV entre les hommes de 25 ans les moins et les plus scolarisées (53,5 ans et 61,3 ans) à 11,3 ans pour l’EVAS (43,4 ans et 54,6 ans), et de 7,7 ans pour l’EV entre les hommes de 25 ans du premier quintile de revenus et ceux du cinquième quintile (52,9 ans et 60,6 ans) à 12,2 ans pour l’EVAS (42,0 ans et 54,3 ans);
  • cela montre que les caractéristiques socioéconomiques influencent encore plus la santé que l’espérance de vie, car non seulement les personnes les plus pauvres et les moins scolarisées vivent moins longtemps, mais un plus faible pourcentage de ces années se vit en bonne santé, comme l’indiquent les pourcentages des quatre dernières colonnes;
  • toutes les données et les différences des EV et des EVAS pour les personnes âgées de 65 ans sont inférieures à celles pour les personnes âgées de 25 ans, mais présentent des tendances similaires, quoique de plus faibles ampleurs; cela montre que le revenu et le niveau de scolarité influencent davantage l’EV et l’EVAS avant 65 ans qu’après, ce qui est possiblement un effet positif (insuffisant, mais non négligeable) des programmes sociaux à l’intention des personnes âgées (surtout la pension de la sécurité de la vieillesse et le supplément de revenu garanti).

– résultats croisés de l’EV et de l’EVAS en 2011

On pourrait penser devant l’ampleur semblable des différences d’EV et d’EVAS entre les personnes peu scolarisées et celles plus scolarisées, et entre les membres du premier quintile de revenus et les membres du cinquième quintile que l’on compare sensiblement les mêmes personnes, les plus scolarisées étant celles qui ont les revenus les plus élevés et vice-versa. La grande taille des échantillons permettant de croiser ces données, les auteur.es ont pu examiner cette question.

La figure 1 (et les données accessibles sur cette page en cliquant sur le lien «Tableau de données de la figure 1» au bas des deux graphiques) montrent les résultats du croisement des données de l’EV et de l’EVAS en fonction du niveau de scolarité et des quintiles de revenus. Alors que la plus grande différence dans le tableau précédent à 25 ans en 2011 entre :

  • l’EV chez les hommes était de 8,4 ans (52,9 ans pour ceux du premier quintile de revenu et 61,3 ans pour les titulaires d’un grade universitaire), elle atteignait cette fois 13 ans (50 ans pour les membres du premier quintile de revenu sans diplôme d’études secondaires et 63 ans pour les membres du cinquième quintile de revenu qui étaient titulaires d’un grade universitaire);
  • l’EVAS chez les hommes était de 12,6 ans (42,0 ans pour ceux du premier quintile de revenu et 54,6 ans pour les titulaires d’un grade universitaire), elle atteignait cette fois 19,9 ans (37,4 ans pour les membres du premier quintile de revenu sans diplôme d’études secondaires et 57,3 ans pour les membres du cinquième quintile de revenu qui étaient titulaires d’un grade universitaire);
  • l’EV chez les femmes était de 6,7 ans (58,9 ans pour celles sans diplôme d’études secondaires et 65,6 ans pour les titulaires d’un grade universitaire), elle atteignait cette fois 10 ans (57 ans pour les membres du premier quintile de revenu sans diplôme d’études secondaires et 67 ans pour les membres du cinquième quintile de revenu qui étaient titulaires d’un grade universitaire);
  • l’EVAS chez les femmes était de 11,2 ans (46,0 ans pour celles du premier quintile de revenu et 57,2 ans pour les titulaires d’un grade universitaire), elle atteignait cette fois 16,2 ans (43,0 ans pour les membres du premier quintile de revenu sans diplôme d’études secondaires et 59,2 ans pour les membres du cinquième quintile de revenu qui étaient titulaires d’un grade universitaire).

Même si la marge d’erreur est plus élevée quand on croise ainsi les données, les différences entre ces résultats et ceux du tableau précédent sont suffisamment élevées pour qu’on puisse conclure que les écarts de l’EV et l’EVAS entre les personnes désavantagées pour ces deux caractéristiques socioéconomiques (scolarité et revenu) et les personnes avantagées pour ces deux caractéristiques sont encore plus élevés que les écarts observés quand on compare l’effet de ces caractéristiques séparément, et donc que ces caractéristiques ont des effets cumulatifs sur l’EV et l’EVAS.

– variations de l’EV à 25 ans entre 1996 et 2011

Le tableau suivant présente l’EV à 25 ans selon le sexe, le niveau de scolarité et les quintiles de revenu, en 1996 et en 2011, ainsi que la variation de cette EV entre ces deux années, la disparité de ces EV et la variation de ces disparités entre 1996 et 2011.

Ce tableau montre notamment que :

  • l’EV a augmenté entre 1996 et 2011 dans toutes les catégories, un peu plus chez les hommes (moyenne non pondérée de 3,5 ans) que chez les femmes (moyenne non pondérée de 2,1 ans);
  • l’EV a davantage augmenté chez les personnes les plus scolarisées que chez les moins scolarisées, et davantage aussi chez les membres du cinquième quintile que chez les membres du premier quintile, cette différence étant plus élevée chez les femmes (1,9 an pour le niveau de scolarité et 1,6 an pour le revenu) que chez les hommes (1,4 an et 0,9 an).

Ce tableau montre donc que les différences d’EV à 25 ans ont augmenté en 15 ans entre les personnes les plus pauvres et les plus riches, et entre les personnes les moins scolarisées et les plus scolarisées. Notons que l’étude présente un autre tableau du même type pour l’EVAS à 25 ans qui donne des résultats similaires, quoique les gains d’EVAS des hommes (moyenne non pondérée de 3,1 ans) ne sont qu’un peu plus élevés que ceux des femmes (moyenne non pondérée de 2,7 ans). Mais, là aussi, ils sont nettement plus élevés pour les personnes les plus riches et les plus scolarisées que pour les personnes les plus pauvres et les moins scolarisées. Finalement, les auteur.es publient en annexe un tableau semblable pour les EV et EVAS à 65 ans dont les résultats vont dans le même sens.

Discussion

«On estime généralement que le niveau de scolarité accroît les connaissances et la littératie en matière de santé, lesquelles peuvent à leur tour favoriser l’adoption d’un mode de vie plus sain et faciliter l’accès à des soins de santé adéquats. Un revenu plus élevé donne accès à des ressources matérielles de meilleure qualité – comme la nourriture et le logement – et permet d’améliorer, de faciliter ou d’accélérer l’accès aux services, ce qui peut avoir un effet direct (p. ex. les services de santé) ou indirect (p. ex. le niveau de scolarité) sur la santé.»

Les résultats de cette étude appuient cette analyse et confirment, comme d’autres études antérieures, le «rôle bien connu de la stratification sociale dans la détermination des résultats en matière de santé». L’augmentation des différences d’EV et d’EVAS entre les personnes les moins scolarisées et les plus scolarisées seraient en partie due à la diminution de la part de la population de personnes peu scolarisée (soit sans diplôme d’études secondaires, de 32,1 % en 1996 à 17,1 % en 2011 chez les hommes et de 33,5 % à 17,1 % chez les femmes), «une catégorie qui apparemment se composerait de plus en plus de personnes présentant des caractéristiques qui aggravent le risque de mauvaise santé et de décès». D’ailleurs, la «présente étude montre que l’état de santé des personnes qui faisaient partie de la catégorie de niveau de scolarité la moins élevée s’est détérioré de 1996 à 2011» (voir les «HUI3 moyen» du «Groupe des 25 à 44 ans» de la ligne «E1 : sans diplôme d’études secondaires» dans ce tableau, qui sont passés de 0,868 en 1996 à 0,836 en 2011 chez les hommes, une baisse de 0,032, et de 0,853 à 0,838 chez les femmes, une baisse de 0,015). Mais, ce facteur ne peut pas expliquer entièrement l’agrandissement de cet écart, «en particulier chez les femmes», d’autant plus que cette étude n’a pu inclure tous les facteurs socioéconomiques qui peuvent influencer l’EV et l’EVAS, notamment l’appartenance ethnique et l’état matrimonial dont les caractéristiques ont grandement changé entre 1996 et 2011. De même, l’exclusion de la population vivant en établissement, dont l’importance relative a sûrement varié en 15 ans, a pu influencer les résultats. J’ajouterai que le niveau beaucoup moins élevé du taux de réponse à l’ENM de 2011 (77 %) par rapport au taux de réponse aux recensements antérieurs (99 % en 1996) a pu aussi fausser les résultats (voir par exemple ce billet qui présente les critiques sévères de l’Institut de la statistique du Québec à ce sujet). Dommage que les auteur.es n’aient pas soulevé ce fait pourtant assez fondamental, probablement en raison du devoir de réserve qui leur est imposé…

Et alors…

Malgré ses lacunes, cette étude fournit un éclairage complémentaire à celui présenté dans mon billet sur l’EV et l’EVAS. Malheureusement, elle s’arrête en 2011, année de la mauvaise ENM alors que les données de bien meilleure qualité de 2016 sont disponibles. Probablement que les auteur.es n’ont pas pu trouver de données semblables à celles de l’ENSP et de l’ESCC pour 2015 ou 2016. En plus, elle ne contient pas de données sur le Québec. Mais comme mon billet ne montrait pas de différence notable entre le Québec et le Canada à ce sujet, on peut penser que ces résultats s’appliquent aussi au Québec. Comme dans cette étude, les données que j’avais utilisées pour le Québec montraient que l’EV et l’EVAS avaient moins augmenté chez les plus pauvres que chez les plus riches. L’ajout ici de données selon le niveau de scolarité est vraiment utile, d’autant plus que les différences d’EV et d’EVAS sont encore plus importantes entre les personnes les moins scolarisées et les plus scolarisées qu’entre les personnes les plus pauvres et les plus riches. L’effet combiné de ces deux caractéristiques sur l’EV et l’EVAS analysé dans cette étude apporte aussi un éclairage supplémentaire important.

Tout cela est inquiétant, pour ne pas dire alarmant. Non seulement les politiques sociales ne permettent pas de réduire l’écart d’EV et d’EVAS entre les personnes les moins et les plus favorisées, mais elles ne permettent même pas leur stabilisation! Étrange qu’on en parle si peu…

Par ailleurs, Statistique Canada a publié un communiqué cette semaine indiquant que l’EV n’a pas augmenté chez les hommes depuis trois ans au Canada (de 2015 à 2018), stagnation qu’elle attribue en premier lieu «à la crise des opioïdes qui affecte tout particulièrement la Colombie-Britannique et l’Ontario», mais beaucoup moins le Québec. D’ailleurs, les données du tableau 13-10-0114-01 montrent que l’EV à la naissance des hommes du Québec a au contraire augmenté davantage (de 0,4 an en un an et de 0,9 an en trois ans, par rapport à 0,0 et 0,1 dans l’ensemble du Canada) que celle des femmes (de 0,1 an en un an et de 0,4 en trois ans, par rapport à 0,1 et 0,2 dans l’ensemble du Canada). Grâce à ces hausses, l’EV à la naissance des hommes a atteint 80,9 ans (79,9 ans dans l’ensemble du Canada) et celle des femmes 84,3 ans (84,1 ans dans l’ensemble du Canada). Mais, on ne sait rien du niveau de revenu et de scolarité des victimes de la crise des opioïdes…

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  1. Du plomb dans les ailes |

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