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Les inégalités sociales de santé au Québec

 | 
Katherine Frohlich
, 
Maria De Koninck
, 
Andrée Demers
, 
et al.

I. Appréhender les inégalités sociales de santé

1. Évolution de la mortalité prématurée au Québec selon la défavorisation matérielle et sociale

Robert Pampalon, Denis Hamel et Philippe Gamache

Texte intégral

1La présence d’inégalités sociales de santé au Québec ne fait plus de doute. Jusqu’à maintenant, les inégalités sociales ont été associées à un grand nombre d’indicateurs de santé et de bien être, notamment l’espérance de vie ou l’espérance de santé, la santé perçue, la mortalité, la morbidité hospitalière, les comportements que l’on associe habituellement à la santé tels que le tabagisme, l’activité physique ou l’insécurité alimentaire, le développement cognitif et les mauvais traitements chez les jeunes ainsi que le recours aux professionnels et aux services du secteur de la santé et des services sociaux.

2Si la présence d’inégalités sociales de santé est connue, l’évolution de ces inégalités au cours du temps l’est beaucoup moins. À part certains constats (Guillemette, 1983 ; Pampalon et al., 1995), ce n’est que tout récemment, soit depuis le début des années 2000, qu’un tel intérêt a pris racine. Une première étude (Ferland et Pampalon, 2004) rend compte des variations de 1987 à 1998 de trois indicateurs généraux de l’état de santé perçu selon le revenu du ménage à la grandeur du Québec, et ne décèle aucun changement significatif au cours de la période concernée. Une seconde étude (Wilkins et al., 2001) considère l’évolution de l’espérance de vie à la naissance et de la mortalité infantile de 1971 à 1996 selon le revenu du quartier, et ce, dans les Régions métropolitaines de recensement (RMR) du Québec comprenant Montréal, Québec, Sherbrooke, Trois-Rivières, Saguenay et Gatineau. Cette étude rapporte une réduction des écarts selon le revenu pour ces deux indicateurs tout au long de la période étudiée ainsi qu’au cours de la période la plus récente, soit celle allant de 1991 à 1996. Enfin, deux études (Choinière, 2002 et 2003) réalisées sur l’île de Montréal corroborent partiellement ces résultats. Ainsi, les écarts d’espérance de vie à la naissance et de mortalité infantile selon le revenu du quartier diminuent de 1986 à 1998 bien que, depuis 1989 et surtout depuis 1992, les écarts d’espérance de vie à la naissance semblent en hausse chez les résidantes de l’île. De plus, depuis les années 1989-1993, de telles hausses apparaissent pour la mortalité par cancer, maladies des appareils respiratoire et circulatoire et suicide chez les résidants et résidantes de l’île de Montréal ainsi que pour la mortalité par cancer du poumon chez les résidantes de l’île.

3À l’échelle canadienne, une étude de Wilkins et al. (2002) retrace l’évolution des disparités de mortalité selon le revenu du quartier dans l’ensemble des RMR dans la période allant de 1971 à 1996. On y constate que les différences d’espérance de vie selon le revenu s’atténuent chez les canadiens et canadiennes. De même, les écarts touchant la plupart des causes de décès soit diminuent, soit varient peu. Seuls les écarts touchant le cancer du poumon chez les canadiennes et les maladies infectieuses, les troubles mentaux et le diabète chez les deux sexes ont augmenté. En outre, depuis 1991, une hausse des écarts de mortalité selon le revenu semble s’installer chez les canadiennes tant pour certains indicateurs généraux, tels l’espérance de vie, que pour certaines causes spécifiques de décès, notamment les décès par maladies ischémiques, cancer du poumon et diabète.

4À l’échelle internationale, la production d’études temporelles sur les inégalités sociales de mortalité est abondante. Depuis le début des années 2000, ces études viennent surtout d’Europe (Mackenbach et al., 2003 ; Rognerud et Zahl, 2005 ; Leclerc et al., 2005), notamment du Royaume-Uni (Davey Smith et al., 2002 ; Donkin et al., 2002 ; Strong et al., 2002), mais aussi d’Australie (Turrell et Mathers, 2001) et de Corée du Sud (Khang et al., 2004). Leurs constats couvrent des périodes variables et s’arrêtent à la dernière décennie ou au milieu des années 1990. Dans ces travaux, la mortalité prématurée, celle qui survient avant 75 ans, constitue l’objet d’intérêt. Les indicateurs sociaux retenus pour l’examen des disparités varient considérablement d’une étude à l’autre. Certains indicateurs tels que la scolarité, le revenu, la classe socioprofessionnelle et le type de ménage sont construits sur base individuelle alors que d’autres renvoient à des indices de défavorisation, produits sur une base micro-géographique. Les conclusions de ces études ne sont pas unanimes quant au sens de l’évolution des disparités sociales de mortalité prématurée. Toutefois, de manière générale, les études rapportent un accroissement des écarts de mortalité entre les catégories sociales considérées. Cet accroissement peut survenir tantôt chez les hommes, tantôt chez les femmes, tantôt chez certains groupes d’âge. Là où la tendance est plutôt à la baisse, les études rapportent néanmoins une augmentation des disparités sociales chez certains groupes d’âge, chez les hommes ou chez les femmes, ainsi que pour certaines causes spécifiques de décès.

5Face à ces constats, il semble bien que l’évolution des disparités sociales de mortalité à l’échelle internationale diverge de celle notée au Canada et au Québec. Si les études étrangères pointent davantage vers un accroissement des écarts de mortalité, celles menées au Canada et au Québec rapportent plutôt une stabilisation ou une résorption, du moins jusqu’au tournant des années 1990, moment où la tendance paraît s’inverser au Canada et au Québec, particulièrement chez les femmes. Qu’en est-il donc de l’évolution récente des disparités sociales de mortalité, et notamment de mortalité prématurée, au Québec ? Sommes-nous en présence d’une hausse des disparités sociales ?

6C’est à cette question que ce chapitre souhaite répondre. Pour ce faire, il retrace l’évolution de la mortalité prématurée au cours de la dernière décennie, soit de 1989-1993 à 1999-2003. La mortalité prématurée constitue un indicateur sensible des inégalités sociales en même temps qu’un défi de taille pour la planification et l’intervention en matière de santé publique. Puisque les conclusions d’études temporelles de mortalité sont intimement liées aux perspectives adoptées (Boström et Rosen, 2003), le présent chapitre fait appel à diverses mesures des disparités sociales pour mieux jauger l’évolution en cours. Ce chapitre recourt également à un indice de défavorisation matérielle et sociale, une mesure de type écologique largement utilisée au Québec pour témoigner des disparités sociales.

La défavorisation matérielle et sociale

7Qu’ils prennent ou non ce nom, une multitude d’indices de défavorisation (deprivation) existent en Europe (Bajekal et al., 1996 ; Challier et Viel, 2001 ; Gordon, 2003 ; Benach et al., 2003), aux États-Unis (Krieger et al., 2002) et ailleurs (Salmond et al., 1998 ; Kunst, 2005). Au Québec, un tel indice a été développé à la fin des années 1990, inspiré des propositions de Peter Townsend et d’une littérature abondante sur les liens entre les conditions socio-économiques de la population et la santé. Pour Townsend (1987), la défavorisation revêt deux dimensions, l’une matérielle, l’autre sociale. Alors que la première reflète la privation des biens et commodités de la vie courante, la seconde renvoie à la fragilité du réseau social, de la famille à la communauté.

8L’indice de défavorisation québécois est construit sur la base d’unités micro-géographiques, soit l’aire de diffusion (AD) en 2001 et le secteur de dénombrement (SD) en 1991. Ces territoires constituent les plus petites unités statistiques issues des recensements et ils s’avèrent homogènes au plan socio-économique. L’AD de 2001 compte en moyenne 632 personnes, et 11 202 AD couvrent la quasi-totalité du Québec, soit 98 % de la population. Pour 1991, les valeurs sont identiques sauf pour le nombre de SD (10 912). Ces petits territoires peuvent surtout, et c’est là un avantage non négligeable, être associés au code postal inscrit sur la presque totalité des formulaires de décès. Ils permettent ainsi d’estimer le niveau de défavorisation des personnes décédées prématurément.

9L’indice de défavorisation compte six indicateurs, issus des recensements de 2001 et de 1991, répartis selon deux dimensions, l’une matérielle, l’autre sociale. Ces dimensions ont été obtenues à la suite d’une analyse en composante principale (ACP). Une ACP a été réalisée avec les données des recensements de 2001 et de 1991, séparément, et a retrouver les deux mêmes dimensions. L’ACP permet de regrouper sous une même dimension les indicateurs dont les variations à l’échelle des AD ou SD sont relativement similaires et de distinguer, s’il y a plus d’une dimension, les indicateurs dont les variations suivent un profil différent. Ici, la dimension matérielle reflète surtout les variations de la proportion de personnes sans diplôme d’études secondaires, du rapport emploi/population et du revenu moyen personnel, alors que la dimension sociale traduit principalement les variations de la proportion de personnes séparées, veuves ou divorcées, de personnes vivant seules et de familles monoparentales.

10L’ACP produit une note factorielle, traduisant l’importance de chaque dimension dans chaque AD ou SD. Pour chaque dimension, les AD ou SD ont été ordonnés, des plus favorisés aux plus défavorisés, selon leur note factorielle. La distribution de ces notes est par la suite fragmentée en quintile, représentant 20 % de la population, du plus favorisé (quintile 1) au plus défavorisé (quintile 5). Chaque résidant et résidante du Québec obtient ainsi un indice de défavorisation matérielle et un indice de défavorisation sociale, les deux variant de 1 à 5. Ces indices peuvent être considérés séparément ou conjointement, afin d’identifier sur l’une et l’autre dimensions la population la plus favorisée (quintiles 1 et 1), la population la plus défavorisée (quintiles 5 et 5) et celle qui occupe les positions intermédiaires entre ces extrêmes. En 2001, chaque quintile compte environ 1 400 000 individus de moins de 75 ans alors que le croisement des quintiles extrêmes caractérise près de 300 000 personnes. En 1991, ces nombres sont légèrement inférieurs.

Qu’en est-il de la mortalité ?

  • 1 Classification internationale des maladies ; 9e et 10e révisions, selon l’Organisation mondiale de (...)

11Les données de mortalité proviennent du registre des décès du Québec, années 1989 à 1993 et 1999 à 2003. Tous les décès survenant avant 75 ans ont été considérés. Pour 2000-2003, l’espérance de vie à la naissance se chiffre à 76,5 ans chez les Québécois et à 82,1 an chez les Québécoises (INSP et al., 2006). Tout décès avant 75 ans marque donc une durée de vie inférieure à la moyenne québécoise ; c’est pour cela qu’ici et ailleurs, on qualifie ces décès de prématurés. Entre 1999 et 2003, les décès prématurés représentent environ 44 % des décès au Québec (entre 1989-1993, ils comptaient pour 53 %). Divers attributs des personnes décédées ont été considérés : âge, sexe, principale cause de décès (CIM-9 et CIM-101), région de résidence (RMR de Montréal, autres RMR, agglomérations de taille moyenne, petites villes et monde rural), indice de défavorisation matérielle et indice de défavorisation sociale.

12Il a été possible d’attribuer un indice de défavorisation matérielle et sociale à près de 94 % des personnes décédées prématurément entre 1999 et 2003 et à un peu plus de 91 % de tels décès entre 1989 et 1993. La différence entre les deux périodes s’explique par la présence d’un plus grand nombre de codes postaux erronés sur les formulaires de décès entre 1989 et 1993. La présente analyse porte ainsi sur un total de 118 117 décès entre 1989 et 1993 et de 113 138 décès entre 1999 et 2003.

  • 2 Cancer du poumon ; cancers du colon et du rectum ; cancer de la prostate ; cancer du sein ; cardio (...)

13Des taux de mortalité ont été calculés à l’aide de la modélisation par la régression binomiale négative, en considérant l’ensemble des décès des deux périodes. Ce type de régression est une généralisation de la régression de Poisson qui tient compte des problèmes de surdispersion (overdispersion) souvent rencontrés avec la régression de Poisson. Les décès de la période 1989-1993 ont été reportés sur la population de 1991 et ceux de la période 1999-2003 sur la population de 2001, telle que comptée aux recensements correspondants. Des taux de décès ont été calculés pour chaque période pour les hommes et pour les femmes, séparément, ainsi que pour chaque quintile de défavorisation matérielle, chaque quintile de défavorisation sociale et chaque groupe extrême de défavorisation (quintiles 1 et 1 ; quintiles 5 et 5). Des taux ont été calculés pour l’ensemble des décès prématurés et pour certaines causes de décès2. Le calcul de ces taux de décès a été réalisé en tenant constant l’âge des individus, la zone géographique de résidence (RMR de Montréal, autres RMR, villes de taille moyenne, petites villes et milieu rural) et l’autre forme de défavorisation. On parle alors ici de taux ajustés selon ces variables. L’évolution temporelle des taux selon la défavorisation est estimée par un terme d’interaction entre la période et chacune des formes de défavorisation. De même, un terme d’interaction entre les deux formes de défavorisation a été introduit dans la modélisation afin de vérifier la présence additionnelle d’un effet conjoint. Enfin, la précision statistique des taux de décès a été obtenue par la méthode Delta (Dudewicz et Mishra, 1988 ; Tiwari et Elston, 1999), en utilisant la matrice de variance-covariance des paramètres des modèles et en ne gardant que le premier terme de la décomposition en série de Taylor.

14Pour l’examen de l’évolution temporelle de la mortalité prématurée selon la défavorisation matérielle et sociale, trois mesures sont considérées : le taux ajusté de décès, le ratio des extrêmes et la différence entre extrêmes (Boström et Rosen, 2003 ; Mackenbach et Kunst, 1997 ; Regidor, 2004 et 2006). Le taux ajusté de décès (pour 100 000 personnes) fournit une première indication de l’ampleur de la mortalité prématurée. Il sert ici à suivre l’évolution de la mortalité dans les divers groupes – ou quintiles – de défavorisation. Le ratio des extrêmes traduit l’écart relatif de mortalité entre personnes défavorisées et favorisées. C’est notamment avec cette mesure que l’on peut savoir si la réduction – ou l’accroissement – de la mortalité au fil du temps est plus importante chez les personnes favorisées ou défavorisées. Lorsque chaque forme de défavorisation, matérielle ou sociale, est considérée séparément, le ratio des extrêmes est obtenu en divisant le taux ajusté de décès du groupe le plus défavorisé (Q5) par celui du groupe le plus favorisé (Q1). Lorsque les deux formes de défavorisation sont considérées simultanément, ce ratio est obtenu en divisant le taux des personnes les plus défavorisées sur l’une et l’autre dimensions (Q5-Q5) par celui de celles qui le sont le moins (Q1-Q1). La différence entre extrêmes reflète plutôt l’écart absolu de mortalité entre personnes défavorisées et favorisées. Il permet de vérifier si on a pu réduire ou non la différence de mortalité qui sépare les personnes défavorisées et favorisées. Cette mesure est obtenue en soustrayant, plutôt qu’en divisant, du taux ajusté de décès des groupes défavorisés (Q5 ou Q5-Q5) celui des groupes favorisés (Q1 ou Q1-Q1). Enfin, pour chacune des mesures considérées, des tests de différence permettent de statuer sur le caractère significatif, à un seuil de 5 %, de l’évolution observée.

Les changements de mortalité à travers le temps

15La mortalité prématurée a régressé sensiblement au Québec entre 1989-1993 et 1999-2003, et ce, tout particulièrement chez les hommes. Ainsi, chez ces derniers, le taux de décès ajusté selon les variables introduites dans les modèles de régression passe de 510 à 404 pour 100 000 alors que chez les femmes, il passe de 275 à 245. Bien que la mortalité prématurée augmente systématiquement avec la défavorisation matérielle et sociale, tant en 1989-1993 qu’en 1999-2003, celle-ci diminue dans tous les groupes, qu’ils soient favorisés ou défavorisés. Chez les hommes les plus défavorisés sur les plans matériel et social (Q5Q5), par exemple, le taux de décès pour 100 000 chute de 791 à 663. Chez les femmes du même groupe, il passe de 383 à 367, une baisse non significative.

figure 1.1. Taux ajustés de décès prématurés (0-74 ans), toutes causes, selon le quintile de défavorisation matérielle, le quintile de défavorisation sociale et le croisement des quintiles extrêmes de défavorisation matérielle et sociale, hommes et femmes, Québec, 1989-1993 et 1999-2003.

figure 1.1. Taux ajustés de décès prématurés (0-74 ans), toutes causes, selon le quintile de défavorisation matérielle, le quintile de défavorisation sociale et le croisement des quintiles extrêmes de défavorisation matérielle et sociale, hommes et femmes, Québec, 1989-1993 et 1999-2003.

NOTE : Chez les femmes, il y a interaction entre les deux formes de défavorisation. Les taux présentés pour une forme de défavorisation valent pour le quintile moyen (Q3) de l’autre forme de défavorisation.

16Chez les hommes, plusieurs causes de décès sont à l’origine des baisses constatées. Les décès par cancer du poumon, cancer de la prostate, cardiopathies ischémiques, maladies vasculaires cérébrales, maladies des voies respiratoires inférieures (bronchite, asthme, emphysème) et accidents de la route ont particulièrement diminué, à la fois chez les personnes les plus défavorisées et les plus favorisées du Québec. Seuls le suicide et les décès par cancer du colon et du rectum n’obéissent pas à cette tendance. Chez les femmes, certaines causes de décès sont également en baisse, à la fois chez les personnes les plus défavorisées et les plus favorisées. Citons les décès par cancer du sein, cardiopathies ischémiques, maladies vasculaires cérébrales et accidents de la route. Mais, toujours chez les femmes, certaines causes de décès varient peu. Tel est le cas pour le cancer du colon et du rectum et du suicide. Enfin, chez les femmes les plus défavorisées, et à l’inverse de celles qui le sont le moins, on note une hausse substantielle de la mortalité par cancer du poumon et par maladies des voies respiratoires inférieures.

  • 1 Taux de décès pour 100 000 personnes de moins de 75 ans (suicide et accidents de véhicules à moteu (...)
  • 2 Il s’agit des groupes correspondant au croisement des quintiles (5 et 5) ou (1 et 1) sur les deux (...)

tableau 1.1. Taux ajusté de décès prématuré1 chez les personnes les plus défavorisées et les plus favorisées aux plans matériel et social2 selon la cause de décès, hommes et femmes, Québec, 1989-1993 et 1999-2003

tableau 1.1. Taux ajusté de décès prématuré1 chez les personnes les plus défavorisées et les plus favorisées aux plans matériel et social2 selon la cause de décès, hommes et femmes, Québec, 1989-1993 et 1999-2003

IC : Intervalle de confiance à 95 % de probabilité.
Image Taux de 1999-2003 statistiquement plus faible ou plus élevé que celui de 1989-1993, p<0,05.
NOTE : Les intervalles de confiance à 95 % des taux sont disponibles à l’adresse suivante :
Source : fichier des décès du Québec, années 1989 à 1993 et 1999 à 2003.

17S’il y a une baisse de mortalité prématurée au Québec, et si celle-ci profite à la fois aux personnes défavorisées et favorisées, il semble bien que les personnes favorisées en tirent davantage profit. C’est du moins ce qu’indique le ratio des extrêmes, traduisant l’écart relatif de mortalité entre les personnes défavorisées et favorisés. Cet écart s’est accru de façon significative entre 1989-1993 et 1999-2003, tant chez les hommes que chez les femmes, et pour l’une ou l’autre des dimension de la défavorisation. Ainsi, il apparaît que l’écart de mortalité séparant personnes défavorisées et favorisées se creuse au Québec.

figure 1.2. Ratio des taux ajustés de décès prématurés (0 à 74 ans), toutes causes, entre les quintiles extrêmes de défavorisation matérielle, de défavorisation sociale et de défavorisation matérielle et sociale, hommes et femmes, Québec, 1989-1993 et 1999-2003.

figure 1.2. Ratio des taux ajustés de décès prématurés (0 à 74 ans), toutes causes, entre les quintiles extrêmes de défavorisation matérielle, de défavorisation sociale et de défavorisation matérielle et sociale, hommes et femmes, Québec, 1989-1993 et 1999-2003.

* : Ratio de 1999-2003 statistiquement plus élevé que celui de 1989-1993 ; p < 0,05.

18Cet écart s’élargit en raison des décès par maladies des voies respiratoires inférieures et cardiopathies ischémiques, chez les hommes et chez les femmes, et des décès par cancer du poumon chez les femmes, tout particulièrement. Actuellement, le taux de décès par maladies des voies respiratoires inférieures est six fois plus élevé (6,08) chez les femmes les plus défavorisées aux plans matériel et social que chez celles qui sont le plus favorisées en la matière. L’écart entre ces groupes a presque triplé en une décennie. Chez les hommes de mêmes conditions, l’écart de mortalité pour cette cause de décès est également considérable (5,33). Chez ces derniers, on note aussi un accroissement des écarts de mortalité selon la défavorisation par cancer du colon et du rectum ainsi que par cancer de la prostate.

19Si l’écart relatif de mortalité augmente au fil des ans, en est-il de même de l’écart absolu dans les taux de décès ? Il se peut en effet qu’un accroissement des écarts de mortalité en termes relatifs puisse correspondre à une réduction de la différence entre les taux de décès des personnes défavorisées et favorisées. Chez les hommes, la montée de l’écart relatif de mortalité prématurée (toutes causes), ne s’accompagne pas d’une augmentation de la différence dans le taux de mortalité. L’écart absolu de mortalité entre les hommes défavorisés et favorisés bouge peu entre 1989-1993 et 1999-2003. Chez les femmes, par contre, la montée de l’écart relatif se traduit par une augmentation de la différence de mortalité. Celle-ci passe en effet de 167 à 210 pour 100 000 femmes au cours de la même période.

  • 3 Le ratio correspond à (taux du quintile 5/taux du quintile 1) pour les formes matérielle et social (...)

tableau 1.2. Ratio des taux ajustés de décès prématurés3 entre les quintiles extrêmes de défavorisation matérielle, de défavorisation sociale et de défavorisation matérielle et sociale selon la cause de décès, hommes et femmes, Québec, 1989-1993 et 1999-2003.

tableau 1.2. Ratio des taux ajustés de décès prématurés3 entre les quintiles extrêmes de défavorisation matérielle, de défavorisation sociale et de défavorisation matérielle et sociale selon la cause de décès, hommes et femmes, Québec, 1989-1993 et 1999-2003.

Taux de décès chez les moins de 75 ans (suicide et accidents de véhicules à moteur) ; chez les 35 à 74 ans (autres causes de décès).
IC : Intervalle de confiance à 95 % de probabilité.
¡ : Interaction entre les deux formes de défavorisation. La différence présentée pour chaque forme de défavorisation, considérée séparément, vaut pour le quintile moyen (Q3) de l’autre forme.
Image Ratio de 1999-2003 statistiquement différent de celui de 1989-1993, p < 0,05.
Source : fichier des décès du Québec, années 1989 à 1993 et 1999 à 2003.

20Ces changements se précisent lorsque l’on considère la cause de décès. Ainsi, l’apparente stabilité observée chez les hommes masque des mouvements non négligeables. L’écart de taux de décès entre groupes extrêmes s’atténue de manière appréciable pour le cancer du poumon, les cardiopathies ischémiques et les maladies vasculaires cérébrales. Par contre, il s’élève pour les cancers colorectal et de la prostate. Chez les femmes, la différence de mortalité entre groupes extrêmes diminue également pour les cardiopathies ischémiques mais elle s’élève considérablement (en fait, elle double) pour le cancer du poumon et pour les maladies des voies respiratoires inférieures. On note aussi chez les femmes une légère baisse de l’écart dans les taux de décès pour accidents de véhicules à moteur. Enfin, tant chez les hommes que chez les femmes, l’écart de mortalité lié au suicide tend à augmenter.

figure 1.3. Différence de taux ajustés de décès prématurés (0 à 74 ans), toutes causes, entre les quintiles extrêmes de défavorisation matérielle, de défavorisation sociale et de défavorisation matérielle et sociale, hommes et femmes, Québec, 1989-1993 et 1999-2003.

figure 1.3. Différence de taux ajustés de décès prématurés (0 à 74 ans), toutes causes, entre les quintiles extrêmes de défavorisation matérielle, de défavorisation sociale et de défavorisation matérielle et sociale, hommes et femmes, Québec, 1989-1993 et 1999-2003.

* : Différence en 1999-2003 statistiquement plus élevée qu’en 1989-1993 ; p < 0,05.

Sommes-nous donc en présence d’une hausse des disparités sociales de mortalité prématurée au Québec ?

21À cette question, il n’y a pas de réponse unique. Rappelons d’abord que la mortalité prématurée a chuté considérablement de 1989-1993 à 1999-2003, et ce, particulièrement chez les hommes, qui présentaient et présentent toujours une mortalité nettement plus élevée que celle des femmes.

22Un premier regard sur l’évolution des taux de décès selon la défavorisation montre que tous les groupes, défavorisés et favorisés, ont vu leur mortalité diminuer au fil des ans. Cela vaut pour les principales causes de décès à l’exception de la mortalité par suicide qui a légèrement augmenté chez tous les groupes, hommes et femmes, et de la mortalité par cancer du poumon et des maladies des voies respiratoires inférieures qui s’est accrue chez les femmes de milieu défavorisé. Un second regard sur l’évolution des écarts de mortalité selon la défavorisation montre que les gains de mortalité ont été plus importants chez les groupes favorisés que défavorisés. Cela vaut pour les hommes et pour les femmes, mais plus particulièrement pour ces dernières. En effet, les femmes de milieu défavorisé sont celles qui, de façon relative et absolue, ont connu les plus faibles gains. Les décès par cancer du poumon et par maladies des voies respiratoires inférieures sont encore une fois en bonne partie responsables de ce bilan mitigé. Chez les hommes de même milieu, ce sont les décès par cancer du colon-rectum et de la prostate qui ont connu l’évolution la moins positive. En définitive, au terme de la dernière décennie, et malgré des réductions pour tous et pour toutes de la mortalité prématurée, des écarts demeurent, et s’accentuent, entre les groupes sociaux.

  • 4 La différence correspond à (taux du quintile 5 / taux du quintile 1) pour les formes matérielle et (...)

tableau 1.3. Différence de taux ajustés de décès prématurés4 entre les quintiles extrêmes de défavorisation matérielle, de défavorisation sociale et de défavorisation matérielle et sociale selon la cause de décès, hommes et femmes Québec, 1989-1993 et 1999-2003.

tableau 1.3. Différence de taux ajustés de décès prématurés4 entre les quintiles extrêmes de défavorisation matérielle, de défavorisation sociale et de défavorisation matérielle et sociale selon la cause de décès, hommes et femmes Québec, 1989-1993 et 1999-2003.

Taux pour 100 000 personnes de moins de 75 ans (suicide et accidents de véhicules à moteur) ou de 35 à 74 ans (autres causes de décès).
¡ : Interaction entre les deux formes de défavorisation. La différence présentée pour chaque forme de défavorisation, considérée séparément, vaut pour le quintile moyen (Q3) de l’autre forme.
Image Différence de taux en 1999-2003 statistiquement plus faible ou plus forte qu’en 1989-1993, p < 0,05.
Source : fichier des décès du Québec, années 1989 à 1993 et 1999 à 2003.

23L’évolution que laissaient présager les dernières données produites au Québec (Choinière, 2002 ; Choinière et al., 2003) et au Canada (Wilkins et al., 2002) se confirme. Dans la première moitié des années 1990, on observait en effet une hausse des écarts relatifs de mortalité selon le quintile de revenu pour la mortalité générale et pour la mortalité par maladies des appareils circulatoire et respiratoire chez les résidants, sans distinction de sexe, de l’île de Montréal. On notait aussi une hausse des écarts de mortalité par cancer du poumon chez les résidantes de l’île. À l’échelle canadienne, on rapportait des ratios et des différences de mortalité selon le quintile de revenu qui stagnaient ou augmentaient légèrement pour la mortalité générale et les décès par cardiopathies ischémiques et cancer du poumon chez les résidantes des régions métropolitaines. À l’inverse, l’étude canadienne traçait une évolution plus positive que la nôtre pour les hommes. De 1991 à 1996, les écarts relatifs de mortalité selon le revenu y étaient en baisse pour la mortalité générale et la mortalité pour certaines causes (cardiopathies ischémiques et cancers du poumon et de la prostate).

24L’évolution récente de la situation québécoise rejoint également celle qui est observée à l’échelle internationale. Que ce soit au Royaume-Uni (Davey Smith et al., 2002 ; Donkin et al,, 2002), dans les pays scandinaves (Mackenbach et al., 2003 ; Rognerud et Zahl, 2005), en France (Leclerc et al., 2005) ou en Italie (Mackenbach et al., 2003), les écarts relatifs de mortalité prématurée entre groupes sociaux ont progressé au cours des années 1990. La hausse concerne autant les hommes que les femmes, à l’exception peut-être des françaises pour qui les écarts sont demeurés stables. Les écarts relatifs ont par ailleurs peu bougé en Corée du Sud (Khang et al., 2004) et même régressé en Australie (Turrell et Mathers, 2001), bien que dans cette région du monde, les écarts aient progressé pour certaines causes de décès, notamment le cancer du poumon et les maladies chroniques respiratoires, tant chez les hommes que chez les femmes. Si l’on considère l’évolution des écarts de mortalité en termes absolus plutôt que relatifs (différences de taux entre groupes sociaux), on note comme au Québec une réduction de ces écarts à peu près partout, sauf au Royaume-Uni (Davey Smith et al., 2002).

25En raison de différences méthodologiques importantes entre les études, il est impossible de comparer directement l’ampleur des écarts observés, qu’ils soient relatifs ou absolus, entre le Québec, le Canada et d’autres pays. Signalons simplement qu’au cours des années 1990, à l’échelle internationale, les écarts relatifs de mortalité prématurée entre groupes sociaux varient généralement entre 1,5 et 2,0 à l’avantage des groupes favorisés, définis comme ayant un meilleur revenu, une meilleure éducation ou un emploi de type professionnel. Des valeurs supérieures à celles-ci peuvent cependant être obtenues lorsque certains groupes, tels les sans-emplois, font partie de l’analyse (Leclerc et al., 2005). En outre, dans les études, les écarts notés sont habituellement plus élevés chez les hommes que chez les femmes. Au Québec, le ratio des extrêmes atteint 3,3 chez les hommes et 2,7 chez les femmes lorsque les formes matérielle et sociale de défavorisation sont prises en compte. Ces valeurs pourront sous peu être comparées avec celles qui ont été obtenues ailleurs au Canada, puisque l’indice de défavorisation vient d’être déployé à l’échelle du pays et sera introduit dans le fichier canadien des décès.

26Les études sur les inégalités sociales de mortalité considèrent habituellement la réalité économique et sociale comme unidimensionnelle, la décrivant au travers d’une mesure unique, le revenu, la scolarité ou la profession. Quand un indice composite est mis à contribution, il demeure unidimensionnel. Notre indice de défavorisation propose plutôt deux dimensions, matérielle et sociale, la première reflétant le revenu, la scolarité et l’emploi et la seconde, le fait d’être veuf, séparé ou divorcé, de vivre seul ou en famille monoparentale. Nos résultats montrent que ces deux dimensions contribuent généralement l’une et l’autre aux écarts relatifs de mortalité prématurée ainsi qu’à leur accroissement au fil du temps, et ils corroborent ainsi les conclusions d’autres études. En Norvège (Rognerud et Zahl, 2005), par exemple, le fait de vivre seul se révèle un déterminant plus puissant de la mortalité chez les hommes et chez les femmes de 45 à 59 ans que le revenu. Également, dans la ville de Londres (Congdon, 1996), un indice de défavorisation matérielle (celui de Townsend) et un indice d’isolement social, incluant le fait de vivre seul, de ne pas être marié, d’avoir déménagé et de ne pas être propriétaire de son logement, se révèlent être les meilleurs prédicteurs de la mortalité par suicide, chez les hommes et chez les femmes, mais davantage chez ces dernières. Enfin, à Londres comme à New York (Curtis et al., 2006), le même indice d’isolement social se révèle associé aux admissions hospitalières pour soins aigus psychiatriques. En somme, la fragilité du réseau social tout autant que les privations d’ordre matériel doivent retenir notre attention dans les études de mortalité ou de santé.

27Le poids de la défavorisation matérielle et sociale marque profondément les québécois et québécoises au cours de la décennie, mais davantage ces dernières. Les écarts relatifs et absolus de mortalité prématurée ont nettement augmenté chez celles-ci, en raison principalement du cancer du poumon et des maladies des voies respiratoires inférieures (bronchite, asthme et emphysème). Chez les hommes, les écarts absolus de mortalité pour ces causes ont régressé, même si les taux restent très élevés. Parmi les facteurs pouvant expliquer pareille situation, le tabagisme retient l’attention, car il constitue le principal facteur de risque de cancer du poumon et de maladie respiratoire. Si l’on considère l’évolution du tabagisme au cours des 40 dernières années (Roy, 1985), on remarque que la proportion de fumeurs chute dès 1965 alors que la proportion de fumeuses et surtout, parmi celles-ci, la part de grosses fumeuses (26 cigarettes et plus par jour) augmentent jusqu’au tournant des années 1980. Ainsi, compte tenu de la période de latence entre le tabagisme et la survenue d’affections respiratoires graves, il se peut que l’accroissement récent des écarts de mortalité selon la défavorisation chez les femmes soit le reflet de leur consommation d’il y a une vingtaine d’années. La consommation de tabac compte parmi les habitudes de vie les plus ségrégées socialement (Bellerose et al., 1995 ; Daveluy et al., 2000).

28Le tabagisme, cependant, n’est peut-être pas le seul facteur associé à la hausse des écarts relatifs de mortalité prématurée au Québec, car celle-ci survient, rappelons-le, tant chez les hommes que chez les femmes. Une analyse des tendances sociales au Québec (Langlois, 2005) rapporte que les années 1990, contrairement à la décennie précédente, se caractérisent par un accroissement des inégalités de revenu, telles que mesurées par le coefficient Gini. En outre, un regard à l’évolution des indicateurs formant l’indice de défavorisation entre 1991 à 2001 révèle une dégradation relative des conditions de vie des personnes les plus défavorisées. Chez ces personnes, en effet, le niveau de scolarité et de revenu progresse moins rapidement alors que les personnes seules et les familles monoparentales se font plus nombreuses. Ainsi, au-delà de la consommation de tabac, il se peut que le contexte socio-économique général, moins favorable aux personnes défavorisées que favorisées au cours de la dernière décennie, ait pu avoir quelque influence sur les écarts relatifs de mortalité prématurée.

  • 5 Personnes favorisées (quintiles 1 et 1) et défavorisées (quintiles 5 et 5).

tableau 1.4. Variation des indicateurs formant l’indice de défavorisation chez les personnes les plus et les moins défavorisées5, Québec, 1991-2001.

tableau 1.4. Variation des indicateurs formant l’indice de défavorisation chez les personnes les plus et les moins défavorisées5, Québec, 1991-2001.

Source : Recensements de 1991 et 2001.

29Ces analyses devront être approfondies pour mieux saisir l’évolution temporelle des écarts sociaux de mortalité au Québec. Elles pourront notamment cibler certaines causes spécifiques de décès ainsi que certains facteurs de l’environnement physique et social qui leurs sont associés. De telles analyses temporelles, rappelons-le, sont rarissimes. À notre connaissance, ce chapitre est le premier qui propose une lecture de l’évolution temporelle de la mortalité prématurée à l’échelle du Québec. Jusqu’à maintenant, seules les régions métropolitaines et l’île de Montréal avaient retenu l’attention des chercheurs. Nos résultats montrent que la croissance des inégalités sociales de mortalité prématurée caractérise l’ensemble de la population québécoise, sans distinction de lieu de résidence. Nous verrons dans une prochaine analyse si cette croissance vaut davantage pour les grands centres urbains comme Montréal, ou pour d’autres portions du territoire québécois.

30En attendant, les résultats de la présente analyse pourraient inspirer l’élaboration de politiques ou de programmes de santé au Québec. De la Politique de la santé et du bien être de 1992 (MSSS, 1992) jusqu’au dernier rapport national sur l’état de santé de la population (MSSS, 2005), la lutte contre les inégalités sociales de santé est un leitmotiv. Toutefois, contrairement à l’expérience européenne (WHO, 2005), ces documents ne formulent aucune cible précise à atteindre, aucun objectif quantifié de réduction des inégalités sociales de santé. Pourtant, la matière pour y parvenir ne fait pas défaut. Nous venons de voir plusieurs mesures qui permettent de quantifier l’ampleur des écarts de mortalité prématurée entre groupes défavorisés et favorisés, notamment le ratio des extrêmes et la différence de taux entre extrêmes. On pourrait ajouter à celles-ci une autre mesure, soit le nombre et le pourcentage annuels de décès prématurés attribuables à la défavorisation. Il s’agit des décès que l’on pourrait éviter si l’ensemble des québécois et québécoises profitaient du taux de décès du groupe le plus favorisé aux plans matériel et social. Si tel était le cas, c’est chaque année environ 5636 décès chez les hommes et 2977 décès chez les femmes, soit 40 % des décès chez les hommes et 35 % des décès chez les femmes qui seraient épargnés. Ces nombres et pourcentages varient selon la cause de décès et, à l’image des autres mesures discutées, ils augmentent au cours de la dernière décennie. Tel est donc le poids de la défavorisation au Québec et tels sont aussi les repères sur lesquels peuvent s’appuyer politiques et programmes de santé. En proposant des cibles précises à atteindre, ces documents formaliseront davantage l’engagement à réduire les inégalités sociales de santé.

  • 6 Chez les personnes de moins de 75 ans (toutes causes, suicide et accidents de véhicules à moteur) (...)
  • 7 Différence entre les décès réels et les décès éstimés, lorsqu’on applique le taux de décès des per (...)

tableau 1.5. Nombre et pourcentage annuels moyens de décès prématurés6 attribuables à la défavorisation7, selon la cause de décès et le sexe (Québec, 1989-1993 et 1999-2003)

tableau 1.5. Nombre et pourcentage annuels moyens de décès prématurés6 attribuables à la défavorisation7, selon la cause de décès et le sexe (Québec, 1989-1993 et 1999-2003)

Source : fichier des décès du Québec, années 1989 à 1993 et 1999 à 2003.

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Notes

1 Classification internationale des maladies ; 9e et 10e révisions, selon l’Organisation mondiale de la santé.

2 Cancer du poumon ; cancers du colon et du rectum ; cancer de la prostate ; cancer du sein ; cardiopathies ischémiques ; maladies vasculaires cérébrales ; maladies chroniques des voies respiratoires inférieures ; suicide ; accidents de véhicules à moteur.

Notes de fin

1 Taux de décès pour 100 000 personnes de moins de 75 ans (suicide et accidents de véhicules à moteur) ou de 35 à 74 ans (autres causes de décès).

2 Il s’agit des groupes correspondant au croisement des quintiles (5 et 5) ou (1 et 1) sur les deux dimensions de la défavorisation.

3 Le ratio correspond à (taux du quintile 5/taux du quintile 1) pour les formes matérielle et sociale de défavorisation, considérées séparément, et à (taux des quintiles 5 et 5/taux des quintiles 1 et 1) pour les deux formes combinées.

4 La différence correspond à (taux du quintile 5 / taux du quintile 1) pour les formes matérielle et sociale de défavorisation, considérées séparément, et à (taux des quintiles 5 et 5 / taux des quintiles 1 et 1) pour les deux formes combinées.

5 Personnes favorisées (quintiles 1 et 1) et défavorisées (quintiles 5 et 5).

6 Chez les personnes de moins de 75 ans (toutes causes, suicide et accidents de véhicules à moteur) ou de 35 à 74 ans (autres causes de décès).

7 Différence entre les décès réels et les décès éstimés, lorsqu’on applique le taux de décès des personnes les plus favorisées du Québec (quintiles 1 et 1) à l’ensemble de la population.

Table des illustrations

Titre figure 1.1. Taux ajustés de décès prématurés (0-74 ans), toutes causes, selon le quintile de défavorisation matérielle, le quintile de défavorisation sociale et le croisement des quintiles extrêmes de défavorisation matérielle et sociale, hommes et femmes, Québec, 1989-1993 et 1999-2003.
Légende NOTE : Chez les femmes, il y a interaction entre les deux formes de défavorisation. Les taux présentés pour une forme de défavorisation valent pour le quintile moyen (Q3) de l’autre forme de défavorisation.
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Titre tableau 1.1. Taux ajusté de décès prématuré1 chez les personnes les plus défavorisées et les plus favorisées aux plans matériel et social2 selon la cause de décès, hommes et femmes, Québec, 1989-1993 et 1999-2003
Légende IC : Intervalle de confiance à 95 % de probabilité. Taux de 1999-2003 statistiquement plus faible ou plus élevé que celui de 1989-1993, p<0,05.NOTE : Les intervalles de confiance à 95 % des taux sont disponibles à l’adresse suivante :Source : fichier des décès du Québec, années 1989 à 1993 et 1999 à 2003.
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Titre figure 1.2. Ratio des taux ajustés de décès prématurés (0 à 74 ans), toutes causes, entre les quintiles extrêmes de défavorisation matérielle, de défavorisation sociale et de défavorisation matérielle et sociale, hommes et femmes, Québec, 1989-1993 et 1999-2003.
Légende * : Ratio de 1999-2003 statistiquement plus élevé que celui de 1989-1993 ; p < 0,05.
URL http://books.openedition.org/pum/docannexe/image/9985/img-4.jpg
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Titre tableau 1.2. Ratio des taux ajustés de décès prématurés3 entre les quintiles extrêmes de défavorisation matérielle, de défavorisation sociale et de défavorisation matérielle et sociale selon la cause de décès, hommes et femmes, Québec, 1989-1993 et 1999-2003.
Légende Taux de décès chez les moins de 75 ans (suicide et accidents de véhicules à moteur) ; chez les 35 à 74 ans (autres causes de décès).IC : Intervalle de confiance à 95 % de probabilité.¡ : Interaction entre les deux formes de défavorisation. La différence présentée pour chaque forme de défavorisation, considérée séparément, vaut pour le quintile moyen (Q3) de l’autre forme. Ratio de 1999-2003 statistiquement différent de celui de 1989-1993, p < 0,05.Source : fichier des décès du Québec, années 1989 à 1993 et 1999 à 2003.
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Titre figure 1.3. Différence de taux ajustés de décès prématurés (0 à 74 ans), toutes causes, entre les quintiles extrêmes de défavorisation matérielle, de défavorisation sociale et de défavorisation matérielle et sociale, hommes et femmes, Québec, 1989-1993 et 1999-2003.
Légende * : Différence en 1999-2003 statistiquement plus élevée qu’en 1989-1993 ; p < 0,05.
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Titre tableau 1.3. Différence de taux ajustés de décès prématurés4 entre les quintiles extrêmes de défavorisation matérielle, de défavorisation sociale et de défavorisation matérielle et sociale selon la cause de décès, hommes et femmes Québec, 1989-1993 et 1999-2003.
Légende Taux pour 100 000 personnes de moins de 75 ans (suicide et accidents de véhicules à moteur) ou de 35 à 74 ans (autres causes de décès).¡ : Interaction entre les deux formes de défavorisation. La différence présentée pour chaque forme de défavorisation, considérée séparément, vaut pour le quintile moyen (Q3) de l’autre forme. Différence de taux en 1999-2003 statistiquement plus faible ou plus forte qu’en 1989-1993, p < 0,05.Source : fichier des décès du Québec, années 1989 à 1993 et 1999 à 2003.
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Titre tableau 1.4. Variation des indicateurs formant l’indice de défavorisation chez les personnes les plus et les moins défavorisées5, Québec, 1991-2001.
Légende Source : Recensements de 1991 et 2001.
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Titre tableau 1.5. Nombre et pourcentage annuels moyens de décès prématurés6 attribuables à la défavorisation7, selon la cause de décès et le sexe (Québec, 1989-1993 et 1999-2003)
Légende Source : fichier des décès du Québec, années 1989 à 1993 et 1999 à 2003.
URL http://books.openedition.org/pum/docannexe/image/9985/img-11.jpg
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© Presses de l’Université de Montréal, 2008

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