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Partir du bas de l’échelle

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Ginette Paquet

Chapitre 2. La répartition sociale des comportements nocifs pour la santé

Texte intégral

Les principaux constats dans les pays industrialisés

1Il est bien connu qu’un nombre important de comportements et d’habitudes de vie ont un impact sur le développement de l’état de santé. Ainsi, l’usage de la cigarette, la consommation excessive d’alcool ou d’autres drogues (incluant la surconsommation de médicaments), l’absence de pratique d’une activité physique (sédentarité) ou une mauvaise alimentation (la carence ou la consommation abusive de lipides ou de sucres) représentent des facteurs de risque pour un nombre important de maladies et de problèmes de santé.

2L’importance de la détermination sociale et de la « distribution » inégale de ces comportements ne fait pas de doute. Pour la plupart de ces habitudes de vie, on observe une relation significative — souvent graduée — avec l’une ou l’autre des multiples dimensions du statut socioéconomique. D’une manière générale, plus on s’élève dans la hiérarchie sociale (que ce soit sous l’angle du niveau d’éducation, du revenu ou de l’emploi) et plus les comportements des individus tendent à se conformer aux exigences du maintien d’un bon état de santé. De nombreuses données viennent étayer cette réalité (Lynch et al, 1997 ; National Center for Health Statistics, 1998).

3De toute évidence, la répartition sociale inégale des comportements nocifs pour la santé contribue à la production des inégalités sociales de santé. Cependant, une approche qui expliquerait la plus grande prévalence des problèmes de santé et de la mortalité précoce dans les milieux économiques moins favorisés comme résultant principalement d’une concentration de comportements à risque serait erronée. Plusieurs travaux, particulièrement les recherches longitudinales qui peuvent prendre en compte l’effet à long terme des comportements, indiquent que ces « facteurs individuels de risque » n’expliquent que partiellement les écarts sociaux de santé (Davey-Smith et al, 1990 ; Lynch et al, 1996 ; Manson et al, 1998).

4Les chercheurs de Whitehall ont été les premiers à montrer que les variations de l’état de santé selon le statut socioéconomique ne s’expliquaient pas d’abord par les habitudes de vie liées à la santé. Le gradient établi parmi les fonctionnaires britanniques tenait compte de la consommation de tabac, de l’obésité, de la pratique d’une activité physique de loisir, de la pression sanguine et du taux de cholestérol. Les habitudes de vie liées à la santé expliquaient une part modeste de la variance observée. En fait, la prise en compte de ces facteurs contribuait pour moins de 25 % à l’explication des différences de mortalité selon le statut socioéconomique.

  • 1 Le poids corporel n’est assurément pas une habitude de vie ou un comportement. Par contre, il est t (...)

5Des chercheurs américains ont aussi analysé les habitudes de vie comme un des éléments médiateurs dans la structuration des inégalités de santé (Lantz et al, 2001). Utilisant des données longitudinales représentatives de la population américaine (couvrant une période d’un peu plus de sept ans), ils en sont arrivés à la conclusion que ces habitudes participent modestement à la production des inégalités de santé. Par exemple, l’influence néfaste d’un faible niveau de scolarité sur les limitations d’activités était très peu expliquée par la prise en compte de l’effet des habitudes de vie (tabac, alcool, inactivité physique, surpoids1).

6Un exemple éloquent du caractère multiforme des mécanismes entraînant des différences sociales de santé est fourni par une étude comparative entre la Grande-Bretagne et la France. L’analyse conjointe de la cohorte Whitehall (composée de fonctionnaires anglais) et de la cohorte Gazel (composée de salariés d’Électricité de France-Gaz de France, réduite pour cette comparaison aux sujets exerçant un emploi du secteur tertiaire) met en évidence des différences sociales de même ampleur (Fuhrer et al., 2002). Dans les deux cohortes, on note des risques qui s’accroissent dans le sens habituel dans des proportions de 1 à 4 entre les catégories extrêmes pour la fréquence des arrêts de travail pour motifs de santé et de 1 à 2 pour la santé déclarée. Cependant, sous ce gradient social similaire, se cachent des distributions de facteurs de risque liés aux comportements individuels fort différentes. La prévalence du tabagisme est plus forte parmi les catégories professionnelles situées au bas de la hiérarchie dans Whitehall, alors qu’on ne retrouve pas cette différence dans Gazel. La consommation d’alcool suit un gradient social inverse dans les deux cohortes : plus fréquente dans les catégories supérieures en Angleterre, moins fréquente dans ces catégories en France. Enfin, la consommation d’aliments considérés sains (fruits et légumes frais) est fortement inégalitaire dans Whitehall (les catégories au sommet de la hiérarchie en consommant beaucoup plus) alors que ne se retrouvent pas de telles différences sociales dans Gazel (Fuhrer et al, 2002). Tout semble se passer comme si les facteurs explicatifs s’adaptaient pour laisser persister les inégalités sociales de santé.

7Une étude canadienne de type « cas-témoins » concernant le cancer du poumon montre qu’on retrouve bien les effets de divers facteurs de risque habituels pour ce cancer (tabagisme et expositions professionnelles notamment) ainsi qu’un fort gradient social (revenu, scolarité, profession). Toutefois, ce gradient persiste et n’est que légèrement affaibli lorsque l’on tient compte, dans l’analyse, de l’exposition individuelle à tous les facteurs de risque comportementaux et professionnels (Mao et al, 2001). Pour certains chercheurs s’intéressant à l’étude des déterminants sociaux, l’approche par facteurs de risque individuels pour comprendre les inégalités sociales de santé ne prouve rien de plus que si on essayait de prédire les mouvements des planètes à l’aide de mesures des mouvements des molécules (Pierce, 1996).

8La mauvaise santé n’est donc pas uniquement due aux mauvaises habitudes de vie (tabagisme, sédentarité, alimentation déficiente, etc.), bien que celles-ci soient davantage répandues plus on descend dans l’échelle sociale. En fait, même si toute la population adoptait de saines habitudes de vie, l’espérance de vie globale serait augmentée, mais le gradient de l’état de santé entre les classes sociales persisterait (Marmot et al., 1987 ; Marmot et al, 1988 ; Marmot et al, 1999 ; Syme, 1998).

9Malgré leur importance comme facteurs de risque pour certaines maladies, les habitudes de vie liées à la santé ne sont que l’un des mécanismes à travers lesquels se structurent et se reproduisent les inégalités de santé (Fraser et al., 1997).

Les constats pour le Québec

10Ce constat important du point de vue de la recherche comme de la planification des politiques de santé publique s’applique-t-il au Québec ? Il est difficile de l’affirmer avec certitude pour l’ensemble de la population, compte tenu de la pénurie d’études populationnelles sur le sujet, tant longitudinales que transversales. À notre connaissance, seules quelques analyses effectuées avec les données de l’Étude longitudinale du développement des enfants du Québec (éldeq) et avec celles de l’Enquête sociale et de santé de l’Institut de la statistique du Québec apportent un éclairage sur cette question.

Pour la population en général

11L’Enquête sociale et de santé de l’isq de 1992-1993 est une vaste enquête qui a été menée auprès de l’ensemble de la population du Québec. Plus de 13 000 ménages en ont composé l’échantillon. Nos analyses réalisées avec les données de cette enquête transversale ont mis en lumière un gradient social de santé perçue et de détresse psychologique associé à la perception de la situation financière, au patrimoine du ménage et à l’exclusion du marché du travail. Cette relation persiste même en tenant compte de l’effet d’habitudes de vie nocives pour la santé (Ferland et Paquet, 1995). Nos travaux révèlent que la probabilité de déclarer sa santé comme n’étant pas bonne et d’avoir un niveau de détresse psychologique élevé demeure étroitement liée au patrimoine familial et à la perception de sa situation économique, même lorsque l’on prend en compte les effets de l’âge, du sexe, du type de famille, de la scolarité, du soutien social, du tabagisme, de l’indice de masse corporelle et de l’exclusion du marché du travail. Disons cela autrement : si tous ces facteurs étaient également répartis dans la population québécoise (ce qui n’est évidemment pas le cas), on observerait malgré tout des différences de santé physique et psychologique à l’avantage des personnes ayant une meilleure situation financière.

12Concrètement, on peut affirmer que la moins bonne santé physique et psychologique des Québécois pauvres et très pauvres ne peut être associée qu’en partie au fait qu’ils fument plus, qu’ils ont un moins bon soutien social, qu’ils sont davantage exclus du marché du travail, qu’ils sont moins scolarisés ou qu’ils sont plus touchés par l’obésité.

Pouf les enfants

13À trois reprises, nous avons examiné la répartition sociale des facteurs de risque pour la santé des jeunes enfants avec les données de l’Étude longitudinale du développement des enfants du Québec (éldeq) (Paquet et al., 2001 ; 2003 ; 2005). Parce que la santé des enfants n’est pas exclusivement déterminée par la position sociale qu’occupe leur famille, nous nous sommes intéressés aux liens entre la position sociale des familles et les facteurs de risque reconnus. L’éldeq nous a procuré une occasion incomparable de fouiller cette question. Amorcée en 1998, 1’éldeq a été menée auprès d’une cohorte de près de 2000 enfants suivis annuellement depuis l’âge de 5 mois par l’Institut de la statistique du Québec. En fait, jamais un échantillon aussi important représentant les nouveau-nés du Québec n’a été suivi de façon si intensive au cours de la petite enfance.

14Ainsi, après avoir vérifié que l’association entre le statut socioéconomique (sse) de la famille et la santé des jeunes enfants se maintenait au fil du temps, nous avions pour objectif d’identifier les facteurs qui pourraient l’expliquer. Dans les lignes qui suivent, nous résumerons les principaux résultats obtenus. Le chapitre 4, spécifiquement consacré à l’enfance, exposera d’autres résultats, notamment ceux qui concernent les facteurs de protection.

L’indicateur de faible position sociale persistante

  • 2 Cet indice a été construit par l’Institut national de santé publique du Québec, Direction Santé Qué (...)

15Afin de tenir compte de plusieurs dimensions de la position sociale des familles, un indice du statut socioéconomique des familles a été utilisé2. À l’aide de cet indice, nous avons créé un indicateur de la présence persistante des familles dans le groupe socioéconomique le plus faible à tous les volets de l’enquête, et cela, en conformité avec la littérature sur la santé des enfants qui montre une influence déterminante d’une situation défavorable qui dure plusieurs années. Nos analyses ont montré (Paquet et Hamel, 2003) que de nombreuses familles québécoises connaissent une situation de faible niveau socioéconomique transitoire pendant les premières années de vie de l’enfant. On a donc distingué les situations temporaires des situations plus permanentes quant à leurs effets sur la santé, avec un indicateur décrivant la position sociale depuis la naissance de l’enfant.

16Notre indicateur de faible position sociale persistante, quant à la scolarité, au revenu et à la profession des parents, se définit comme la position sociale maximale atteinte par une famille à l’un des volets de l’enquête. En fait, pour qu’une famille soit classée dans une position sociale faible persistante, il faut qu’elle demeure dans le groupe socioéconomique inférieur pour tous les volets de l’enquête. Par exemple, si une famille se situe dans le groupe socioéconomique moyen (groupe 2) au premier volet de l’enquête (1998), mais dans le niveau inférieur (groupe 1) à tous les autres volets, elle se verra attribuer une position sociale moyenne (groupe 2) lors des analyses. De toute évidence, cette exigence est sévère, mais elle évite ainsi d’inclure des familles qui vivent de façon plus modeste au cours des premières années de vie de l’enfant, une situation temporaire étant souvent attribuable à la perte de revenu occasionnée par un congé de maternité ou de paternité. Enfin, il importe de souligner que l’utilisation d’un indicateur aussi exigeant fait en sorte que nos résultats sous-estiment vraisemblablement les liens entre la faible position sociale de la famille et la santé.

17À la fin des cinq volets de l’enquête, lorsque les enfants ont environ 4 ans, voici comment se répartissent les familles québécoises selon la position sociale la plus élevée atteinte depuis la naissance de l’enfant :

  • 17 % des familles se trouvent dans la catégorie de faible position sociale ;

  • 52 % des familles sont dans la catégorie de position sociale moyenne ;

  • 31 % des familles se situent dans la catégorie supérieure.

La santé des jeunes enfants

18Le choix des indicateurs de santé analysés repose sur des considérations théoriques relevant du domaine sociosanitaire, de l’étude que nous avons préalablement accomplie avec les données sur les poupons de 5 mois (Paquet et al, 2001) et de la disponibilité de variables et d’indicateurs dans l’éldeq. Le tableau 2.1 présente tous les indicateurs de la santé des enfants pour lesquels nous avons vérifié la présence d’une association significative avec la position sociale des familles au cours des trois premiers volets de l’enquête. Par exemple, de nombreuses études ont déjà démontré que l’état de santé déclaré (ou santé perçue) représente une très bonne prédiction de la morbidité et de la mortalité, en plus d’être associé à l’utilisation des soins de santé (Kaplan et al, 1996 ; Idler et al., 2000). Cet indicateur synthétique de l’état de santé est aussi particulièrement sensible aux déterminants sociaux de la santé. Notons toutefois que des recherches qualitatives et quantitatives indiquent que les personnes appartenant aux classes sociales les moins favorisées auraient tendance à « surévaluer » leur état de santé, ou à en avoir une vue plus partielle et fataliste qui se centrerait sur les aspects directement fonctionnels du corps (Sen, 2002 ; Girard et al, 2000). Tout porte à croire que cette distorsion conduit à sous-estimer les écarts sociaux de santé.

19Comme on peut le voir dans le tableau 2.1, plus la position sociale des familles s’élève, meilleure est la santé des jeunes enfants, telle qu’elle est mesurée par plusieurs indicateurs analysés. Bien que l’on observe une telle tendance pour la majorité des indicateurs étudiés, les associations ne s’avèrent pas toutes statistiquement significatives. La faible prévalence de problèmes de santé parmi les enfants et des effectifs insuffisants expliquent possiblement ces résultats. Rappelons aussi que l’utilisation d’un indicateur de faible position sociale persistante sévère comme le nôtre fait en sorte que nos résultats sous-estiment probablement les liens entre la faible position sociale de la famille et la santé. Néanmoins, à l’âge d’environ 2½ ans, des associations significatives ont été relevées pour l’hospitalisation, la santé perçue, l’asthme et, à un degré moindre, pour les infections des voies respiratoires. Même la consultation de médecins généralistes suit le sse des familles dans le sens attendu. Quant à la consultation de pédiatres, celle-ci est liée à la position sociale de la famille de l’enfant, mais, curieusement, dans le sens opposé.

20Parmi les enfants de 2 ans vivant dans une famille de faible position sociale depuis leur naissance, environ 29 % ont une santé perçue par la mère comme n’étant pas très bonne à au moins un des trois volets, comparativement à 21 % dans les familles de position sociale moyenne, et à seulement 15 % dans les familles favorisées. Les enfants vivant dans une famille défavorisée sur les plans social et économique sont également proportionnellement plus nombreux à avoir été hospitalisés au moins une nuit depuis leur naissance. C’est le cas d’environ 33 % d’entre eux, contre 18 % de ceux appartenant à une famille de position sociale élevée. Il en va de même pour l’asthme (16 % contre 9 %) et les infections des voies respiratoires (45 % contre 38 %).

21À 2½ ans, lorsqu’un enfant est plus souvent malade qu’un autre, il est normal qu’il soit vu plus fréquemment par un médecin et tout aussi cohérent que ses parents recourent à un médecin spécialiste des maladies infantiles. On ne s’étonnera donc pas de constater que parmi les jeunes enfants dont la famille occupe une position sociale inférieure, il y en a 41 % qui ont été vus par un médecin omnipraticien aux trois volets de l’enquête, comparativement à 32 % parmi les enfants de niveau socioéconomique élevé. Toutefois, il est plutôt surprenant d’observer ce qui suit : parmi les enfants vivant au sein de familles très défavorisées, 40 % ont été vus par un pédiatre aux trois volets de l’enquête, alors que ce pourcentage monte à 50 % chez ceux appartenant à des familles moyennement favorisées et à 62 % dans les familles de position sociale élevée. Nous reviendrons sur ce point dans le chapitre 4 consacré à l’enfance.

Tableau 2.1 Prévalence de certains indicateurs de santé des enfants d’environ 25 ans selon la position sociale de la famille depuis leur naissance, Québec, 1998, 1999 et 2000.

Tableau 2.1 Prévalence de certains indicateurs de santé des enfants d’environ 25 ans selon la position sociale de la famille depuis leur naissance, Québec, 1998, 1999 et 2000.

* Le khi-carré (ou carré de contingence) est un test statistique qui vérifie s’il y a une association entre la position sociale de la famille et certains indicateurs de santé et de consultation de professionnels. Plus la valeur-p est faible, plus nous pouvons être assurés de la vraisemblance de l’association entre la position sociale et l’indicateur étudié, en d’autres mots, que les deux facteurs ne sont pas indépendants.
** Les chiffres entre parenthèses représentent les volets pour lesquels la variable est disponible (volet 1998 = 1 ; volet 1999 = 2 et volet 2000 = 3). Sauf avis contraire, un problème de santé est alors observé s’il est présent à l’un ou l’autre de ces volets.
*** Coefficient de variation entre 15 % et 25 % ; à interpréter avec prudence.
**** Non-réponse partielle de 6 % : présence de biais possible.
Source : Institut de la statistique du Québec, éldeq, 1998-2002.

22Les indicateurs de la santé et du développement des enfants significativement associés à la position sociale de la famille sont plus nombreux vers l’âge de 4 ans qu’à 29 mois. En plus de la santé perçue, de l’hospitalisation, des infections des voies respiratoires, de la consultation d’un médecin généraliste et d’un pédiatre, s’ajoutent à présent les crises d’asthme, l’embonpoint, l’hyperactivité/inattention, la présence de caries et la non-consultation du dentiste.

  • 3 En plus de l’hospitalisation et de l’asthme, nous avons également examiné la santé perçue, les infe (...)

23Comme il fallait s’y attendre, plus la position sociale des familles est élevée, meilleure est la santé des enfants de 4 ans. Les résultats présentés à la figure 2.1 montrent en effet que l’hospitalisation, l’asthme, l’embonpoint, l’hyperactivité/inattention, la non-consultation d’un pédiatre, la carie dentaire et la non-consultation d’un dentiste sont positivement associés à la faible position sociale des familles (pour une description des indicateurs de santé et de développement retenus pour les enfants de 4 ans, voir le tableau a.1 placé à la fin de l’ouvrage en annexe3).

La répartition sociale des facteurs de risque

24Les conclusions émanant des principales études longitudinales ont largement motivé le choix des variables retenues comme potentiellement explicatives. Rappelons brièvement un des grands constats : le SSE durant l’enfance aurait un effet spécifique sur la santé à l’âge adulte et cette relation s’expliquerait en partie par des mécanismes psychosociaux et, dans une moindre mesure, par l’adoption de comportements nocifs pour la santé. Ce sont ces mécanismes et comportements que nous voulons caractériser ici. Tous les facteurs associés à l’une ou l’autre des composantes du sse (scolarité des parents, catégorie socioprofessionnelle des parents ou revenu du ménage) n’ont pas nécessairement été retenus, puisque plusieurs facteurs sont fortement corrélés entre eux, par exemple la monoparentalité, le statut de propriétaire et le revenu.

Figure 2.1 Prévalence de certains indicateurs de la santé et du développement des enfants d’environ 4 ans selon la position sociale de la famille, Québec, 1998-2002.

Figure 2.1 Prévalence de certains indicateurs de la santé et du développement des enfants d’environ 4 ans selon la position sociale de la famille, Québec, 1998-2002.

Source : Institut de la statistique du Québec, éldeq, 1998-2002.

25Les facteurs de risque ou de protection pour la santé des jeunes enfants montrent une distribution sociale fort inégale. Ainsi, on constate que la majorité de ces facteurs de risque ou de protection s’avèrent liés à la position sociale de la famille, au détriment des jeunes enfants défavorisés. En fait, plus la position sociale des familles est faible, plus la prévalence de facteurs de risque augmente. Plusieurs de ces facteurs semblent suivre, en forme d’escalier, le niveau socioéconomique des familles. La tendance que nous avons déjà observée chez les poupons de 5 mois dans une autre étude se confirmerait (Paquet et al, 2001). Les figures qui suivent présentent les liens entre la position sociale de la famille depuis la naissance de l’enfant et plusieurs facteurs : facteurs protecteurs, facteurs de risque ou facteurs démographiques.

26Par exemple, comme on peut le voir à la figure 2.2, parmi les enfants appartenant à la catégorie sociale la plus défavorisée aux trois premiers volets, 40 % vivaient en famille monoparentale à au moins un des trois volets de l’enquête, alors qu’ils étaient proportionnellement beaucoup moins nombreux dans la catégorie moyenne (14 %) et à peine 6 % dans le niveau élevé. Toutes proportions gardées, les enfants qui, aux volets 1999 et 2000, sont exposés à la fumée de cigarette à la maison (figure 2.2) s’avèrent nettement plus nombreux parmi les familles occupant une position sociale inférieure que parmi celles de niveau moyen ou supérieur (respectivement 65 %, 45 % et 17 %). De plus, 81 % des enfants dans le niveau socioéconomique inférieur n’ont pas été allaités pendant au moins six mois, contre 60 % dans les familles de position sociale élevée (figure 2.3). La consommation quotidienne de légumes est plus fréquente parmi les jeunes enfants dont les familles appartiennent à la catégorie sociale élevée (59 % contre 35 %) (figure 2.3) ; c’est la situation inverse pour les boissons gazeuses ou aux fruits, où la consommation est plus fréquente chez les enfants vivant au sein de familles moins nanties (21 % contre 8 %) (figure 2.3).

27Quant aux caractéristiques du quartier ou du soutien social reçu selon la perception de la mère, elles varient dans le sens attendu. Plus la position de la famille des enfants s’élève dans l’échelle sociale, moins ceux-ci semblent vivre dans des quartiers dangereux et présentant des problèmes sociaux. En outre, dans ces familles, les mères déclarent avoir davantage de soutien social (figure 2.4).

Figure 2.2 Liens entre certaines caractéristiques du ménage et la position sociale de la famille depuis la naissance, Québec, 1998,1999 et 2000.

Figure 2.2 Liens entre certaines caractéristiques du ménage et la position sociale de la famille depuis la naissance, Québec, 1998,1999 et 2000.

** Test du khi-carré significatif (p < 0,01).
***Test du khi-carré significatif (p < 0,001).
1. Coefficient de variation entre 15 % et 25 % ; à interpréter avec prudence.
2. Coefficient de variation supérieur à 25 % ; estimation imprécise fournie à titre indicatif seulement.
Source : Institut de la statistique du Québec, éldeq, 1998-2002.

Figure 2.3 Liens entre certaines caractéristiques de l’enfant et la position sociale de la famille depuis la naissance, Québec, 1998,1999 et 2000.

Figure 2.3 Liens entre certaines caractéristiques de l’enfant et la position sociale de la famille depuis la naissance, Québec, 1998,1999 et 2000.

*** Test du khi-carré significatif (p < 0,001).
1. Coefficient de variation entre 15 % et 25 % ; à interpréter avec prudence.
Source : Institut de la statistique du Québec, éldeq, 1998-2002.

28Notons enfin que le fait pour les enfants de 2 ½ ans de fréquenter une garderie s’avère fortement lié au niveau socioéconomique de la famille. Dans la catégorie supérieure, ils sont 45 % à aller à la garderie ; 28 % des enfants de position sociale moyenne font de même, alors qu’on en trouve seulement 7 % dans les familles de faible position sociale (figure 2.3). Ce résultat ne surprend guère, puisque les mères de famille de position sociale élevée sont davantage présentes sur le marché du travail.

29De même, la santé des enfants de 4 ans n’est pas exclusivement déterminée par la position sociale qu’occupe leur famille. C’est pourquoi nous avons aussi examiné les liens entre la position sociale des familles et les facteurs de risque et de protection reconnus (des précisions concernant certains facteurs explicatifs et de protection sont présentées au tableau a.2 placé en annexe). Les résultats obtenus pour les enfants de 4 ans à partir d’analyses bivariées (données non présentées ici) montrent une distribution sociale inégale, et ce, pour tous les volets de l’enquête. En fait, plus la position sociale des familles est faible, plus la prévalence d’une majorité de facteurs de risque augmente.

Quelle est la contribution nette de la position sociale de la famille à la santé des jeunes enfants de 29 mois et de 4 ans ?

30On peut se poser la question suivante : si dans toutes les classes sociales, il y avait par exemple la même proportion de jeunes enfants ayant été allaités, d’enfants vivant dans des familles monoparentales, d’enfants dont les parents fument à la maison, pourrait-on encore observer des différences de santé selon la position sociale de la famille ? C’est dans le but de contrôler les effets de ces caractéristiques et de ces facteurs que des analyses multivariées ont été effectuées. À l’aide d’une procédure statistique (les modèles de régression logistique), on a cerné l’effet net de la position sociale de la famille sur les différences de santé observées chez les enfants une fois considérés certains facteurs de risque ou de protection ainsi que certaines caractéristiques. Enfin, rappelons que l’utilisation d’un indicateur de faible position sociale persistante sévère comme le nôtre fait en sorte que nos résultats sous-estiment probablement les liens entre la faible position sociale de la famille et la santé.

Figure 2.4 Liens entre certaines caractéristiques du milieu et la position sociale de la famille depuis la naissance, Québec, 1998,1999 et 2000.

Figure 2.4 Liens entre certaines caractéristiques du milieu et la position sociale de la famille depuis la naissance, Québec, 1998,1999 et 2000.

* Test du khi-carré significatif (p < 0,001).
1. Coefficient de variation entre 15 % et 25 % ; à interpréter avec prudence.
Source : Institut de la statistique du Québec, éldeq, 1998-2002.

Figure 2.5 Liens entre certaines caractéristiques de la mère au volet 2000 et la position sociale de la famille depuis la naissance, Québec, 1998,1999 et 2000.

Figure 2.5 Liens entre certaines caractéristiques de la mère au volet 2000 et la position sociale de la famille depuis la naissance, Québec, 1998,1999 et 2000.

* Test du khi-carré significatif (p < 0,05).
** Test du khi-carré significatif (p < 0,001).
Source : Institut de la statistique du Québec, éldeq, 1998-2002.

  • 4 Le rapport de cotes est une estimation de la probabilité d’avoir vécu un événement ou d’avoir eu un (...)

31Les variables dépendantes des modèles de régression sont les indicateurs de la santé des enfants âgés de 29 mois et de 4 ans environ signifîcativement associés à la position sociale des familles à un seuil de 10 %. Les analyses portent dans un premier temps sur l’ensemble des enfants présents (1985) aux trois volets de l’enquête et dans un second temps sur ceux ayant participé aux cinq volets (1994). Les résultats des analyses de régression sont indiqués sous la forme de rapports de cotes4. Précisons que pour chaque modèle, seuls les facteurs ayant obtenu des résultats statistiquement significatifs sont présentés.

La contribution nette de la position sociale à la santé des enfants de 2½ ans

L’hospitalisation

32Les résultats indiquent la persistance significative d’un avantage en faveur des enfants nés au sein d’une famille occupant une position sociale moyenne ou élevée, même quand les effets de l’ensemble des variables de contrôle sont pris en compte (tableau 2.2). Une position sociale faible demeure associée à une probabilité plus élevée d’être admis à l’hôpital. En plus du statut socioéconomique, d’autres facteurs augmentent la probabilité pour les jeunes enfants de passer au moins une nuit à l’hôpital : vivre dans une famille monoparentale, être un garçon, avoir une mère qui n’est pas immigrante, et ne pas avoir été allaité pendant six mois.

La santé perçue

33Les résultats montrent qu’en contrôlant certains facteurs, la position sociale demeure associée à l’état de santé perçu des jeunes enfants (tableau 2.3). Avoir une santé qui n’est pas très bonne à l’un des trois premiers volets de l’enquête est plus fréquent à mesure que la position sociale des familles se dégrade, même lorsque l’on tient compte des effets de certains facteurs de risque, de protection ou démographiques. Outre l’influence du statut socioéconomique, d’autres facteurs augmentent la probabilité d’être perçu par sa mère comme n’ayant pas une très bonne santé : vivre dans une famille monoparentale à au moins un des trois volets, avoir une mère qui s’est déclarée ne pas être en très bonne santé, avoir des frères et des sœurs, et vivre dans une famille qui ne reçoit pas de soutien des grands-parents.

Tableau 2.2 Facteurs explicatifs de la relation entre la position sociale de la famille et l’hospitalisation de l’enfant pour au moins une nuit entre la naissance et l’âge d’environ 29 mois, Québec, 1998,1999 et 2000.

Rapport de cotes

Position sociale depuis la naissance

Faible

1,90

Moyenne

1,54

(élevée)*

Famille monoparentale à au moins un volet (biparentale aux trois volets)

1,46

Garçon
(fille)

1,38

Mère/conjointe non immigrante (immigrante)

1,86

Non allaité durant 6 mois (allaitement durant 6 mois)

1,34

* la catégorie de référence est inscrite entre parenthèses.
Source : Institut de la statistique du Québec, éldeq, 1998-2002.

Les infections des voies respiratoires

34Les résultats révèlent la persistance d’un lien, même lorsqu’on prend en compte les effets des variables de contrôle (tableau 2.4). Ainsi, pour un jeune enfant de 29 mois, plus la position sociale de sa famille décroît, plus la probabilité d’avoir une infection des voies respiratoires augmente. De plus, être né prématurément accroît les risques d’avoir déjà eu un tel problème de santé.

Tableau 2.3 Facteurs explicatifs de la relation entre la position sociale de la famille et la santé de l’enfant perçue comme n’étant pas très bonne à au moins un des trois volets, Québec, 1998,1999 et 2000.

Rapport de cotes

Position sociale depuis la naissance

Faible

1,76

Moyenne

1,40

(élevée)*

Famille monoparentale
(biparentale aux trois volets)

1,58

Aucun soutien des grands-parents maternels et paternels

- volet 3 seule,ment
(soutien)

1,37

Nombre d’enfants dans le ménage

2 enfants

1,48

3 enfants ou plus
(un seul enfant)

1,58

Santé perçue de la mère n’étant pas très bonne (santé perçue très bonne ou excellente aux trois volets)

2,71

Principal mode de garde utilisé**

Garderie aux volets 1999 et 2000

1,50

Autres modes de garde

1,23

(aucun)

* La catégorie de référence est inscrite entre parenthèses.
** Paramètre non significatif à un seuil de 5 %.
Source : Institut de la statistique du Québec, éldeq, 1998-2002.

La contribution nette de la position sociale à la santé et au développement des enfants d’environ 4 ans

L’hospitalisation

  • 5 Puisque les rapports de cotes ne s’interprètent pas comme des risques relatifs, nous avons obtenu c (...)

35Quand les effets d’un ensemble de facteurs et de caractéristiques sont pris en compte, les résultats indiquent un lien affaibli entre l’hospitalisation et la position sociale de la famille, bien qu’on observe une tendance dans le sens attendu à l’avantage des enfants favorisés. Cela dit, le fait pour des bambins d’environ 4 ans de vivre depuis leur naissance au sein d’une famille située au bas de l’échelle sociale accroît leur risque d’environ 41 %5 d’avoir séjourné au moins une nuit à l’hôpital comparativement aux bambins de position sociale élevée (tableau 2.5). En plus d’un faible statut socioéconomique, d’autres facteurs augmentent la probabilité pour les jeunes enfantas de passer au moins une nuit à l’hôpital : vivre dans une famille monoparentale à au moins un des volets, ne pas avoir été allaité pendant au moins six mois et avoir une mère non immigrante et qui déclare ne pas être en très bonne santé à au moins un des volets.

Tableau 2.4 Facteurs explicatifs de la relation entre la position sociale de la famille et la présence d’infections des voies respiratoires chez les enfants âgés d’environ 29 mois, Québec, 1998,1999 et 2000*.

Rapport de cotes

Position sociale depuis la naissance

Faible

1,53

Moyenne

1,29

(élevée)**

Famille monoparentale à au moins un volet***
(biparentale aux trois volets)

1,03

Bébé prématuré
(non)

1,66

Principal mode de garde utilisé (volets 1999 et 2000)

Garderie aux volets 1999 et 2000

1,34

Autres modes de garde

1,15

(aucun)

* La position sociale seule ne semble pas significative à un seuil de 5 % mais en ajustant selon la modalité de garde, elle ressort davantage. Le principal mode de garde a donc un effet très confondant sur la relation entre la position sociale et les infections des voies respiratoires.
** La catégorie de référence est inscrite entre parenthèses.
*** Paramètre non significatif à un seuil de 5 %.
Source : Institut de la statistique du Québec, ÉLDEQ, 1998-2002.

  • 1 Sauf avis contraire, les valeurs présentées dans ce tableau sont les rapports de cotes provenant de (...)

Tableau 2.5 Facteurs explicatifs1 de la relation entre la position sociale de la famille et divers indicateurs de santé et de développement des enfants d’environ 4 ans, Québec, 1998-2002.

Tableau 2.5 Facteurs explicatifs1 de la relation entre la position sociale de la famille et divers indicateurs de santé et de développement des enfants d’environ 4 ans, Québec, 1998-2002.

2. La catégorie de référence pour chaque facteur explicatif est entre parenthèses.

3. Risque accru de la catégorie position sociale faible comparativement à celle élevée (risque relatif).
* Variables jouant un rôle confondant sur la relation entre la position sociale et l’indicateur de santé. Il est à noter que certaines variables sont non significatives et ne jouent aucun rôle de confusion dans la relation du SSE avec l’indicateur correspondant. Elles sont néanmoins présentes car elles avaient été ultérieurement retenues (valeur p légèrement supérieure à 5 % avec le modèle ajusté) ou il a été démontré dans d’autres études qu’elles étaient des facteurs importants à considérer.
Source : Institut de la statistique du Québec, ÉLDEQ, 1998-2002.

Les crises d’asthme

36Nos résultats montrent qu’en contrôlant l’effet de certains facteurs, l’association entre la position sociale et la probabilité de subir une crise d’asthme pour les jeunes enfants de 4 ans est amenuisée, au point de devenir non significative sur le plan statistique, même si l’on observe toujours une tendance dans le sens attendu (tableau 2.5). Ainsi, les enfants de familles se situant au bas de l’échelle sociale depuis leur naissance ont environ 47 % plus de probabilités d’avoir une crise d’asthme que leurs pairs issus de familles favorisées, lorsque l’on tient compte des effets de certains facteurs de risque, de protection ou démographiques.

L’embonpoint

37En ce qui a trait au surplus de poids, on observe qu’une position sociale faible persistante ainsi qu’une position sociale moyenne demeurent significativement associées à une probabilité plus élevée d’avoir un surplus de poids à l’âge de 3 ou 4 ans, après avoir pris en compte l’effet de certains facteurs (voir le tableau 2.5). Les jeunes enfants vivant dans des familles de faible niveau socioéconomique ont une probabilité de près de 42 % plus grande de présenter de l’embonpoint par comparaison avec les enfants évoluant dans un milieu favorisé. En plus d’un faible statut socioéconomique ou d’un statut moyen, le fait de vivre dans une famille monoparentale augmente la probabilité pour les jeunes enfants de présenter de l’embonpoint.

L’hyperactivité et l’inattention

38Les données présentées au tableau 2.5 montrent que le lien entre la position sociale de la famille et les problèmes d’hyperactivité/inattention chez les enfants est considérablement affaibli quand on tient compte d’autres facteurs, bien que l’on observe tout de même une tendance à l’avantage des enfants de position sociale élevée. En effet, outre l’influence du statut socioéconomique, d’autres facteurs augmentent la probabilité d’être perçu par sa mère comme étant hyperactif/inattentif : être un garçon, vivre dans une famille où il y a des pratiques parentales coercitives et de la fumée secondaire, avoir une mère qui déclare ne pas être en très bonne santé, ne pas avoir été allaité pendant au moins quatre mois et vivre dans un quartier perçu comme étant dangereux pour les enfants et où il y a peu d’entraide.

La présence de caries (réparées ou non)

39Après avoir pris en compte l’effet de plusieurs facteurs de risque ou de protection ou de certaines caractéristiques, une position sociale faible persistante demeure significativement associée à un risque considérablement accru d’avoir des caries (réparées ou non) durant la petite enfance (tableau 2.5). Le fait qu’un bambin vive depuis sa naissance au sein d’une famille située au bas de l’échelle sociale accroît son risque d’environ 112 % d’avoir des caries, comparativement à ses pairs issus d’un milieu favorisé. En plus d’un faible statut socioéconomique, un autre facteur augmente la probabilité pour les jeunes enfants d’avoir des caries : ne pas fréquenter une garderie.

40En somme, le fait qu’un état de santé précaire soit davantage le lot des jeunes enfants issus de familles de faible niveau socioéconomique ne peut être totalement associé à la fréquence plus élevée de facteurs de risque observée en milieu défavorisé. Dans la plupart des cas, la position sociale de la famille est associée à l’état de santé des enfants, et cela, indépendamment des autres facteurs.

41En dernière analyse, la recherche de l’explication des différences sociales de santé dans une répartition socialement déséquilibrée des facteurs de risque individuels s’est avérée dans l’ensemble assez décevante. De nombreux travaux ont montré que, si les facteurs de risque individuels expliquent une part significative de la santé des individus, ils n’expliquent généralement que très peu des différences sociales dans la survenue des maladies (Goldberg, 2002).

42Ici comme ailleurs, les habitudes de vie liées à la santé expliqueraient une part modeste de la variance observée (Ferland et al., 1995, Paquet et al, 2001 ; 2003 ; 2005). La relation entre le statut socioéconomique et la santé ne serait pas principalement attribuable aux comportements nocifs pour la santé, pas plus qu’à une extrême privation au bas de l’échelle sociale ou encore à l’accessibilité aux services de santé. Devant l’impossibilité d’expliquer les différences sociales de santé uniquement par la distribution inéquitable des facteurs de risque individuels, tout indique que d’autres mécanismes relevant des déterminants sociaux de la santé sont en cause pour expliquer les inégalités sociales de santé. En fait, il semble exister un facteur central, associé à la position dans la hiérarchie sociale, qui prédispose à la maladie et à la mort prématurée.

Notes

1 Le poids corporel n’est assurément pas une habitude de vie ou un comportement. Par contre, il est très étroitement relié au mode de vie — alimentation, activité physique, consommation d’alcool. Pour cette raison, il n’est pas rare de voir le poids corporel ou l’indice de masse corporelle utilisé comme un indicateur indirect d’habitudes de vie.

2 Cet indice a été construit par l’Institut national de santé publique du Québec, Direction Santé Québec selon la méthode mise au point par Willms et Shields (1996) dans le cadre de l’Enquête longitudinale nationale sur les enfants et les jeunes (elnej). Il combine cinq indicateurs : le revenu brut du ménage au cours des 12 mois précédant l’enquête, le niveau de scolarité de la mère et de son conjoint, s’il y a lieu, ainsi que le prestige de la profession principale exercée par la mère et par son conjoint, le cas échéant. Cet indice de la situation socioéconomique du foyer a été utilisé avec succès dans le cadre de plusieurs travaux, notamment ceux de Tremblay et al. (1996) sur l’agressivité des jeunes et ceux de Willms (2003) sur le développement de l’enfant.

3 En plus de l’hospitalisation et de l’asthme, nous avons également examiné la santé perçue, les infections des voies respiratoires et la consultation d’un médecin généraliste de manière à voir si les liens observés lors de nos analyses précédentes (à 2 ½ ans) se maintiennent au fur et à mesure que les enfants vieillissent. Les résultats obtenus indiquent la persistance de ces liens (données non présentées ici).

4 Le rapport de cotes est une estimation de la probabilité d’avoir vécu un événement ou d’avoir eu un problème de santé. Par exemple, une cote égale à 2 indiquerait pour un enfant de faible position sociale que sa probabilité d’avoir été hospitalisé est deux fois plus grande comparativement à celle d’un enfant de position sociale élevée.

5 Puisque les rapports de cotes ne s’interprètent pas comme des risques relatifs, nous avons obtenu ceux-ci en modifiant les modèles de régression logistique et en utilisant le « log » plutôt que le « logit ».

Notes de fin

1 Sauf avis contraire, les valeurs présentées dans ce tableau sont les rapports de cotes provenant des modèles de régression logistique. Les rapports de cotes en caractères gras sont significatifs au seuil de 5 %.

Table des illustrations

Titre Tableau 2.1 Prévalence de certains indicateurs de santé des enfants d’environ 25 ans selon la position sociale de la famille depuis leur naissance, Québec, 1998, 1999 et 2000.
Légende * Le khi-carré (ou carré de contingence) est un test statistique qui vérifie s’il y a une association entre la position sociale de la famille et certains indicateurs de santé et de consultation de professionnels. Plus la valeur-p est faible, plus nous pouvons être assurés de la vraisemblance de l’association entre la position sociale et l’indicateur étudié, en d’autres mots, que les deux facteurs ne sont pas indépendants.** Les chiffres entre parenthèses représentent les volets pour lesquels la variable est disponible (volet 1998 = 1 ; volet 1999 = 2 et volet 2000 = 3). Sauf avis contraire, un problème de santé est alors observé s’il est présent à l’un ou l’autre de ces volets.*** Coefficient de variation entre 15 % et 25 % ; à interpréter avec prudence.**** Non-réponse partielle de 6 % : présence de biais possible.Source : Institut de la statistique du Québec, éldeq, 1998-2002.
URL http://books.openedition.org/pum/docannexe/image/14444/img-1.jpg
Fichier image/jpeg, 72k
Titre Figure 2.1 Prévalence de certains indicateurs de la santé et du développement des enfants d’environ 4 ans selon la position sociale de la famille, Québec, 1998-2002.
Légende Source : Institut de la statistique du Québec, éldeq, 1998-2002.
URL http://books.openedition.org/pum/docannexe/image/14444/img-2.jpg
Fichier image/jpeg, 204k
Titre Figure 2.2 Liens entre certaines caractéristiques du ménage et la position sociale de la famille depuis la naissance, Québec, 1998,1999 et 2000.
Légende ** Test du khi-carré significatif (p < 0,01).***Test du khi-carré significatif (p < 0,001).1. Coefficient de variation entre 15 % et 25 % ; à interpréter avec prudence.2. Coefficient de variation supérieur à 25 % ; estimation imprécise fournie à titre indicatif seulement.Source : Institut de la statistique du Québec, éldeq, 1998-2002.
URL http://books.openedition.org/pum/docannexe/image/14444/img-3.jpg
Fichier image/jpeg, 136k
Titre Figure 2.3 Liens entre certaines caractéristiques de l’enfant et la position sociale de la famille depuis la naissance, Québec, 1998,1999 et 2000.
Légende *** Test du khi-carré significatif (p < 0,001).1. Coefficient de variation entre 15 % et 25 % ; à interpréter avec prudence.Source : Institut de la statistique du Québec, éldeq, 1998-2002.
URL http://books.openedition.org/pum/docannexe/image/14444/img-4.jpg
Fichier image/jpeg, 156k
Titre Figure 2.4 Liens entre certaines caractéristiques du milieu et la position sociale de la famille depuis la naissance, Québec, 1998,1999 et 2000.
Légende * Test du khi-carré significatif (p < 0,001).1. Coefficient de variation entre 15 % et 25 % ; à interpréter avec prudence.Source : Institut de la statistique du Québec, éldeq, 1998-2002.
URL http://books.openedition.org/pum/docannexe/image/14444/img-5.jpg
Fichier image/jpeg, 164k
Titre Figure 2.5 Liens entre certaines caractéristiques de la mère au volet 2000 et la position sociale de la famille depuis la naissance, Québec, 1998,1999 et 2000.
Légende * Test du khi-carré significatif (p < 0,05).** Test du khi-carré significatif (p < 0,001).Source : Institut de la statistique du Québec, éldeq, 1998-2002.
URL http://books.openedition.org/pum/docannexe/image/14444/img-6.jpg
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Titre Tableau 2.5 Facteurs explicatifs1 de la relation entre la position sociale de la famille et divers indicateurs de santé et de développement des enfants d’environ 4 ans, Québec, 1998-2002.
Légende 2. La catégorie de référence pour chaque facteur explicatif est entre parenthèses.
URL http://books.openedition.org/pum/docannexe/image/14444/img-7.jpg
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Légende 3. Risque accru de la catégorie position sociale faible comparativement à celle élevée (risque relatif).* Variables jouant un rôle confondant sur la relation entre la position sociale et l’indicateur de santé. Il est à noter que certaines variables sont non significatives et ne jouent aucun rôle de confusion dans la relation du SSE avec l’indicateur correspondant. Elles sont néanmoins présentes car elles avaient été ultérieurement retenues (valeur p légèrement supérieure à 5 % avec le modèle ajusté) ou il a été démontré dans d’autres études qu’elles étaient des facteurs importants à considérer.Source : Institut de la statistique du Québec, ÉLDEQ, 1998-2002.
URL http://books.openedition.org/pum/docannexe/image/14444/img-8.jpg
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© Presses de l’Université de Montréal, 2005

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