Version classiqueVersion mobile

Les inégalités sociales de santé au Québec

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

I. Appréhender les inégalités sociales de santé

2. Les inégalités sociales de mortalité prématurée en France

Annette Leclerc, Gwenn Menvielle, Jean-François Chastang et Danièle Luce

Note de l’auteur

Ce travail a été mené dans le cadre du projet EDISC. Nous remercions tous les membres du projet pour leur contribution, et en particulier Isabelle Robert-Bobée et Christine Couet de l’INSEE, Béatrice Geoffroy-Perez de l’InVS et Marie-Josèphe Saurel-Cubizolles de l’INSERM (U149).

Texte intégral

1Ce chapitre porte sur les inégalités sociales de mortalité des adultes en France, relevées à partir de certains indicateurs individuels relatifs à la situation sociale : le niveau d’études, la situation des individus face à l’emploi et la catégorie socioprofessionnelle. Cette dernière est codée à l’aide de la classification PCS (Profession et catégorie socioprofessionnelle), l’indicateur habituellement utilisé en France pour caractériser cette situation.

2Les inégalités sont d’abord décrites pour la période 1990-1996. Ensuite, différentes périodes comprises entre 1968 à 1996 sont comparées, en observant les relations entre le niveau d’études et la mortalité par causes médicales de décès.

3Les données sont tirées de quatre recensements nationaux. La mortalité générale et par grandes causes de décès pendant la période de suivi est décrite et étudiée en fonction de la situation sociale enregistrée en début de période. Cette approche a été utilisée pour comparer la mortalité des personnes ayant de 30 à 64 ans à la date des quatre recensements.

4En plus d’approches strictement descriptives, les inégalités ont été quantifiées en calculant des « indices relatifs d’inégalités » (IRI ; ou en anglais RII, Relative Index of Inequality), qui permettent de comparer les périodes entre elles. Les résultats obtenus par ces mesures sont complétés par quelques éléments permettant de discuter des effets du choix entre mesures relative ou absolue. La question de la sensibilité des résultats au choix de l’indicateur de situation sociale est également débattue.

La situation en France

5Dans plusieurs pays, notamment en Europe, les inégalités face à la mortalité précoce, celle qui a lieu avant 65 ou 70 ans, c’est-à-dire à un âge où l’on estime qu’il est « anormal » de mourir, ont augmenté (Mackenbach et al., 2003 ; Donkin et al., 2002 ; Marang-Van de Mheen et al., 1998 ; Davey Smith et al., 2002). En France, l’existence d’inégalités de mortalité précoce de grande ampleur, particulièrement pour les hommes, est documentée depuis longtemps (Desplanques, 1984 ; Mackenbach et al., 1997 ; Kunst et al., 2000 ; Leclerc, 1989 ; Leclerc et al., 1990). Cependant, leur évolution n’a été que peu étudiée (Mesrine, 1999). Les comparaisons entre périodes posent certains problèmes méthodologiques ; en effet, il est difficile de savoir, à partir de données brutes ou standardisées sur l’âge, si les inégalités ont augmenté ou diminué (Regidor, 2004). Ces questions ont fait l’objet en France d’un projet de recherche particulier, qui est à l’origine de plusieurs publications dont les résultats sont présentés plus loin (Menvielle et al., 2005, 2006 ; Leclerc et al., 2006). A priori, on pouvait supposer que les inégalités de mortalité seraient restées sensiblement les mêmes dans le temps, ou qu’elles auraient régressé, car la situation très défavorable de la France aurait pu s’améliorer. À l’inverse, les inégalités auraient pu s’accroître, en raison des conditions d’accès à l’emploi de plus en plus difficiles et de la montée du chômage au cours des dernières décennies. À la lumière des résultats obtenus, ce chapitre montrera que la seconde hypothèse l’emporte sur la première.

Population et méthodes

6Les données proviennent de l’EDP (l’Échantillon démographique permanent), et sont fournies par l’INSEE (Institut national de la statistique et des études économiques), organisme chargé en France des recensements et des enquêtes nationales. L’échantillon porte sur environ 1 % de la population, et comprend des renseignements qui permettent de classer les sujets en fonction de leur situation sociale à chaque recensement (Héran, 1998). On observe ici quatre sous-échantillons constitués de personnes âgées de 30 à 64 ans aux recensements de 1968, 1975, 1982 et 1990. Certains individus appartiennent à plusieurs sous-échantillons. Pour éviter les recouvrements entre périodes, le suivi après chaque recensement a porté sur sept années. Les étrangers et les personnes nées en dehors de la France métropolitaine ont été exclus, du fait du manque de données concernant leur statut vital. Les analyses portent sur 21 152 décès chez les hommes, soit plus de 5000 par période, et 9486 décès chez les femmes, soit environ 2400 par période.

7L’information sur la cause de décès provient de l’INSERM (Institut national de la santé et de la recherche médicale). Les causes ont pu être retrouvées pour 98 % des décès, et sont codées selon les classifications 8 ou 9 de l’OMS, selon la période considérée. Les principales causes de décès ont été prises en compte. Dans le cas du cancer, pour les hommes, il s’agit des cancers du poumon, des cancers colorectaux, et de ceux qui atteignent les voies aérodigestives supérieures (larynx, pharynx, bouche). Les cancers d’autres localisations, plus rares dans la tranche d’âge étudiée, n’ont pas été individualisés. Pour les femmes, les cancers du sein et les cancers colorectaux pouvaient être étudiés séparément, les autres, trop peu fréquents, ont été regroupés. Les autres causes de décès étudiées sont les mêmes pour les deux sexes : cardiopathies ischémiques, maladies cérébrovasculaires, autres pathologies cardio-vasculaires, causes externes (accidents et morts violentes) et autres causes de décès.

8La première mesure de situation sociale prise en compte ici est le niveau d’études, séparé en quatre catégories : « sans diplôme » ; « certificat d’études primaires » ; « diplôme professionnel », qui regroupe un certain nombre de diplômes attestant une qualification professionnelle pour des emplois peu ou moyennement qualifiés, qu’il s’agisse de métiers manuels (électricien ou mécanicien, par exemple) ou d’emplois de bureau ; et enfin, « baccalauréat ou plus » qui comprend, outre le baccalauréat, les diplômes de l’enseignement supérieur court (techniciens et autres) et les diplômes de niveau plus élevé, obtenus à l’université ou dans des écoles spécialisées.

9Pour déterminer la situation sociale à l’âge adulte, il est habituel en France d’utiliser la classification PCS (Profession et catégorie socioprofessionnelle), qui renseigne à la fois sur la profession, la situation hiérarchique, et le statut de salarié ou de non-salarié (Chenu, 2000). Sept catégories principales ont été considérées ici : « cadres et professions intellectuelles supérieures » ; « professions intermédiaires » (où sont classés, entre autres, les instituteurs et les infirmiers) ; « artisans et commerçants » (non-salariés) ; « agriculteurs » (non-salariés) ; « ouvriers qualifiés » ; « employés » (dont les employés de commerce et les employés de bureau) ; et « ouvriers non qualifiés ». Une partie des analyses a été menée en utilisant une variable à dix catégories appelée ici situation au recensement : les sept catégories précédentes ont été complétées par trois catégories qui incluent les personnes sans activité au recensement : « chômeurs » (en recherche d’emploi), « retraités », « autres inactifs ». Les retraités sont ici des retraités précoces, puisqu’ils ont moins de 65 ans au recensement (mais en France, l’âge moyen de fin d’activité est plus bas que dans beaucoup de pays comparables). La catégorie « autres inactifs » compte un grand nombre de femmes, puisqu’elle comprend les femmes au foyer.

10D’autres comparaisons entre périodes (seulement évoquées ici) ont été menées sur une population restreinte, celle des personnes en activité lors du recensement.

11Le revenu des personnes n’a pas été pris en compte ; en France, peu d’études publiées à ce jour utilisent le revenu comme indicateur de situation sociale (Jusot, 2003).

12Tous les résultats présentés distinguent les hommes et les femmes.

13Les premiers résultats, de nature descriptive, portent sur le risque de décès entre 1990 et 1996 en fonction du niveau d’études déclaré et de la tranche d’âge au moment du recensement de 1990 :

14Pour cette période, la mortalité selon la situation au recensement a été étudiée par un modèle de Cox où la variable de temps est l’âge de façon à tenir compte des différences de structures d’âge. Ceci permet d’obtenir des estimations de mortalité relative (pour telle catégorie socioprofessionnelle par rapport à une catégorie de référence) qui peuvent être interprétées comme des risques relatifs, l’hypothèse implicite étant que les risques relatifs sont de même importance à tous les âges.

tableau 2.1. Mortalité et mortalité relative entre 1990 et 1996, selon l’âge et le diplôme en 1990

tableau 2.1. Mortalité et mortalité relative entre 1990 et 1996, selon l’âge et le diplôme en 1990

Mortalité : risque de décéder dans les 7 ans qui suivent le recensement de 1990, en %
1 Certificat d’études primaires
2 : Diplôme égal ou supérieur au baccalauréat

15Les comparaisons entre les périodes posent des problèmes méthodologiques, surtout quand on cherche à savoir si les différences sociales de mortalité ont augmenté ou diminué en fonction du temps. Dans ce cas, il faut tenir compte du fait que la répartition de la population entre niveaux d’études ou catégories sociales a changé au cours des ans. Ces modifications apparaissent dans les tableaux 2.2 et 2.3. Dans les comparaisons faites ici, la situation sociale relative (le fait d’appartenir, par exemple, aux 10 % ou 20 % supérieurs de l’échelle sociale de l’époque) a été retenue au détriment de la situation sociale absolue (le fait de posséder ou non tel diplôme, sans égard à la rareté du niveau de diplôme en question à l’époque considérée). De plus, dans les modèles utilisés, qui permettent de calculer des indices relatifs d’inégalités (IRI), les positions sociales relatives tiennent compte non seulement de l’époque, mais aussi de l’âge. Par exemple, pour une période donnée, une personne sans diplôme se voit attribuer une situation sociale relative plus basse si elle a 35 ans que si elle en avait 60, car l’appartenance à la catégorie « sans diplôme » est plus fréquente parmi les sujets plus âgés.

tableau 2.2. Distribution de la population (en %) selon le niveau d’études aux quatre recensements

tableau 2.2. Distribution de la population (en %) selon le niveau d’études aux quatre recensements

1 : Certificat d’études primaires
2 : Diplôme égal ou supérieur au baccalauréat

tableau 2.3. Distribution de la population (en %) selon la situation par rapport à l’emploi aux quatre recensements

tableau 2.3. Distribution de la population (en %) selon la situation par rapport à l’emploi aux quatre recensements

16Afin d’apporter une solution adaptée aux difficultés évoquées ci-dessus, et pour comparer entre périodes l’ampleur des inégalités liées au niveau d’études, à la fois pour la mortalité générale et pour la mortalité par causes de décès, des indices relatifs d’inégalités (IRI) ont été calculés séparément pour les quatre périodes comparées (Mackenbach et Kunst, 1997 ; Marang-Van de Mheen et al., 1998 ; Davey Smith et al., 2002). L’IRI est calculé à partir de l’ensemble de la population et tient compte à la fois la taille des différents groupes sociaux et de leur position relative. Il faut l’interpréter comme un risque relatif théorique comparant la personne ayant le plus faible niveau d’études dans la population à la personne ayant le niveau le plus élevé. La première étape du calcul consiste à attribuer à chaque personne, selon son diplôme et son âge au recensement, une « position sociale relative » sur une échelle qui va de 0 (niveau d’études le plus élevé) à 1 (niveau d’études le plus faible). La valeur numérique attribuée à chaque catégorie est définie par le pourcentage de la population qui a un niveau d’études supérieur au sien, parmi les personnes de la même classe d’âge (en considérant des classes de 5 ans). La situation sociale devient donc une variable continue valant 0 pour une personne en haut de l’échelle sociale et 1 pour une personne en bas de l’échelle. L’indice relatif d’inégalité est ensuite calculé à l’aide d’un modèle de Cox avec comme indicateur de situation sociale cette nouvelle variable, l’âge étant pris comme variable de temps. L’IRI s’interprète comme le risque relatif associé à un changement d’une unité de la « situation sociale » définie à partir du niveau d’études. Plus l’indice est élevé, plus les inégalités sociales au sein de la population sont importantes.

17Utiliser un modèle de Cox pour estimer l’IRI suppose que la relation entre le niveau d’études, considéré dans le modèle comme une variable quantitative, et la mortalité, soit log-linéaire. Une étape préliminaire a consisté à vérifier la validité de cette hypothèse tant pour la mortalité générale que pour la mortalité par causes de décès, et pour les deux sexes. Le modèle de Cox implique aussi l’existence d’une valeur commune aux différentes tranches d’âge pour les IRI (et plus généralement, pour les risques relatifs). Les résultats obtenus avant modélisation justifient de ce point de vue l’utilisation du modèle de Cox, car ils montrent une relative stabilité des résultats selon l’âge.

18Pour comparer les périodes, plus précisément pour tester l’hypothèse d’une tendance à la croissance des IRI au cours du temps, un « test de tendance » a été réalisé. La mortalité dans la période entière (1968-1996) a été analysée à l’aide d’un modèle de Cox, l’âge étant toujours la variable de temps, avec les variables explicatives suivantes :

  • la période ; pour cela, on a eu recours à une variable à quatre modalités, ce qui permet de tenir compte d’une évolution globalement décroissante dans le temps ;
  • la situation sociale relative, mesurée pour chaque sujet par la variable quantitative définie précédemment, au début de chaque période ;
  • un terme d’interaction entre la période (en 4 modalité, 1, 2, 3 ou 4) et la situation sociale, ce terme permettant de quantifier et de tester la tendance linéaire de l’évolution temporelle des IRI.

19Les IRI mesurent a priori des écarts relatifs ; ils permettent cependant de quantifier des écarts absolus ; en prenant en compte l’évolution de la mortalité générale, il est également possible d’examiner la question de l’évolution des écarts absolus, comme on le verra à la fin de ce chapitre.

Résultats

Les inégalités de mortalité « toutes causes » dans la période 1990-1996

20Le tableau 2.1 décrit la mortalité générale, et plus précisément la probabilité de mourir entre 1990 et 1996, selon le niveau d’études et la tranche d’âge au recensement de 1990. La mortalité diminue régulièrement quand le niveau de diplôme augmente, ceci pour les trois classes d’âge considérées, qu’il s’agisse des hommes ou des femmes. Les données présentées rappellent que la mortalité des femmes est bien inférieure à celle des hommes ; ainsi, à âge égal, les femmes sans diplôme, tout en ayant un risque de décès plus élevé que les femmes diplômées, ont un risque équivalent à celui des hommes les plus diplômés, voire inférieur pour la tranche d’âge la plus élevée.

21Sur le plan des diplômes, les rapports de mortalité sont d’amplitude assez constante dans les différentes tranches d’âge : être sans diplôme multiplie le risque de décès par environ 2 par rapport à la catégorie de diplôme la plus élevée, quel que soit l’âge. Cependant, en termes de différences absolues, les inégalités sont plus importantes à un âge plus avancé, car les niveaux de mortalité sont supérieurs. Ainsi, à 55-64 ans, sur 100 hommes sans diplôme, 7 à 8 décès dans une période de 7 ans sont « attribuables au manque de diplôme » dans le sens où ils n’auraient pas été observés si la mortalité des hommes sans diplôme était celle des plus éduqués. Dans la tranche d’âge la plus jeune, l’effectif correspondant est inférieur à 2.

figure 2.1. Mortalité des femmes et des hommes, période 1990-1996, en fonction de leur situation sociale en 1990 (30-64 ans en 1990)

figure 2.1. Mortalité des femmes et des hommes, période 1990-1996, en fonction de leur situation sociale en 1990 (30-64 ans en 1990)

22Lecture : Les dix groupes, définis selon la situation à la date du recensement, sont rangés par ordre de mortalité croissante, avec une mortalité fixée à 1 pour le groupe présentant la mortalité la plus basse. Par exemple, le fait que la mortalité relative soit un peu supérieure à 2 pour les hommes ouvriers qualifiés veut dire que leur mortalité, à âge égal, est de plus du double de celle des cadres (groupe de référence pour les hommes).

23La largeur des rectangles indique la part de la population dans chaque groupe. Par exemple, les femmes retraitées constituent un peu moins de 10 % de la population des 30 à 64 ans, et les femmes inactives environ 30 %.

24La figure 2.1 présente les résultats portant sur la mortalité relative, estimée par un modèle de Cox, qui prend en compte les éventuelles disparités de structure d’âge entre les groupes. Les dix catégories, définies selon la situation des individus au moment du recensement, sont rangées par ordre de mortalité croissante. Le niveau « 1 » est attribué au groupe dont la mortalité est la plus basse — cadres pour les hommes, et employées pour les femmes, car leur mortalité est très légèrement inférieure à celle des femmes cadres. Les valeurs indiquées s’interprètent comme des risques relatifs ajustés à l’âge. La largeur des rectangles correspond à l’importance du groupe lors du recensement.

25Si les comparaisons sont limitées aux personnes en activité, les écarts relatifs décrits ici sont assez comparables à ceux qui sont observés selon le niveau d’études ; par exemple, la mortalité des ouvriers non qualifiés masculins est d’un peu plus du double de celle des cadres. Cependant, les écarts relatifs entre les femmes en activité sont moindres, les ouvrières non qualifiées ayant une mortalité multipliée par environ 1,5 par rapport à la catégorie la plus favorisée du point de vue de la mortalité, celle des employées. Ainsi, être cadre apparaît comme un facteur protecteur plus nettement pour les hommes que pour les femmes.

26Les trois groupes d’inactifs se caractérisent par une mortalité très élevée. Ainsi, les retraités ont, par rapport à la population du même âge, un risque de décès plus élevé que tous les actifs ; il en va de même pour les chômeurs, particulièrement des hommes. Les hommes « autres inactifs » constituent une petite part de la population, et cette catégorie comprend des personnes inactives parce que malades, ce qui peut expliquer une mortalité particulièrement élevée. La situation défavorable des femmes inactives est plus inattendue, car ce groupe important (environ 30 % de la population féminine) comporte des femmes au foyer, dont beaucoup ont choisi de ne pas travailler pour des raisons personnelles et familiales indépendantes de leur état de santé.

Niveau d’études et situation par rapport à l’emploi : évolution entre 1968 et 1990

27Le niveau d’études moyen dans la population générale a beaucoup augmenté entre le recensement de 1968 et celui de 1990. En 1968, tous âges confondus (de 30 à 64 ans), plus de 40 % des hommes et presque 45 % des femmes se déclaraient sans diplôme. Lors du recensement de 1990, seuls 20 % des hommes et 22 % des femmes sont dans cette situation. De plus, le nombre d’hommes possédant au moins un baccalauréat a presque triplé, tandis que le nombre de femmes dans cette même catégorie a été multipliée par quatre ou cinq. Le même diplôme ne signifie donc pas la même chose en 1968 et en 1990.

28On observe aussi des évolutions importantes dans l’occupation des actifs ; les ouvriers non qualifiés sont devenus moins nombreux, et la part des cadres a augmenté (Leclerc, 2006). Le tableau 2.3 illustre un autre aspect, celui de l’évolution défavorable de la position des individus par rapport à l’emploi. En 1968, être chômeur était peu fréquent : seuls 1 % des hommes étaient dans cette situation, et la proportion étant encore plus faible parmi les femmes ; de plus, il s’agissait le plus souvent d’une situation provisoire. En 1990, plus de 4 % des hommes et plus de 6 % des femmes sont au chômage. Tout en restant faible, la part des hommes « autres inactifs » a doublé. Pour les femmes, l’évolution a été inverse ; s’il était courant de ne pas travailler en 1968 (plus de la moitié des femmes étaient dans ce cas), moins de 30 % des femmes se déclaraient inactives en 1990.

29Il faut noter que les évolutions illustrées dans le tableau 2.3, en particulier l’augmentation des taux de chômage, se sont poursuivies après 1990. De même, la hausse du niveau d’études s’est poursuivie, ce qui a probablement eu des effets sur les inégalités durant période la plus récente.

30Les données brutes, sans ajustement sur l’âge ni modélisation et restreintes à la classe d’âge 55-64 ans, permettent d’illustrer à la fois les effets temporels et les différences liées au genre. La figure 2.2 décrit, pour quatre périodes de 7 ans après recensement, la probabilité de décéder des personnes sans diplôme, et de celles qui possèdent un baccalauréat et plus. On retrouve des différences entre hommes et femmes déjà notables dans le tableau 2.2 : la mortalité des femmes est plus faible ; les écarts entre les niveaux de diplôme paraissent plus importants pour les hommes, surtout parce que cette représentation graphique met mieux en évidence les écarts absolus ; les écarts relatifs sont assez semblables entre les hommes et les femmes (risque multiplié par environ 2 entre catégories extrêmes, pour la dernière période). La mortalité a certes diminué depuis 1968, mais les écarts selon le niveau de diplôme semblent s’être accrus, même du point de vue des différences absolues. Cependant, l’interprétation de ces résultats est difficile du fait des évolutions notées plus haut ; par exemple, que les hommes sans diplôme aient à peine, voire pas du tout, bénéficié de la baisse générale de la mortalité peut être dû au fait que l’absence de diplôme implique une situation sociale plus difficile en 1990 qu’en 1968.

figure 2.2. Risque (en %) de décéder dans les 7 ans qui suivent le recensement, hommes et femmes âgés de 55 à 64 ans au début de la période

figure 2.2. Risque (en %) de décéder dans les 7 ans qui suivent le recensement, hommes et femmes âgés de 55 à 64 ans au début de la période

31Les comparaisons présentées dans les tableaux 2.4 et 2.5, basées sur les calculs d’IRI, permettent de prendre en compte les différences de distribution des niveaux d’études entre les périodes. La modélisation permet aussi de tester l’hypothèse d’un accroissement dans le temps des différences relatives quantifiées par les IRI.

Mortalité générale et par causes de décès, indices relatifs d’inégalité en fonction du niveau d’études au cours des quatre périodes

tableau 2.4. Population masculine

tableau 2.4. Population masculine

1 : en gras : indice significativement différent de 1, au seuil de 0,05 ;
2 : en gras : test de tendance significatif au seuil de 5 % ;
3 : VADS : Voies aérodigestives supérieures

tableau 2.5. Population féminine

tableau 2.5. Population féminine

1 : en gras : indice significativement différent de 1, au seuil de 0,05
2 : en gras : test de tendance significatif au seuil de 5 %

32Pour les hommes comme pour les femmes, les inégalités de mortalité ainsi quantifiées ont augmenté sensiblement avec le temps.

33Ces résultats concernant le niveau d’études complètent ceux portant sur la situation au recensement (Leclerc et al., 2006). Avec ce dernier indicateur, les différences sociales semblent plus importantes à toutes les périodes, ce qui s’explique largement par le fait que la mortalité est très élevée dans certains groupes d’inactifs (voir figure 2.1 pour la dernière période). Les comparaisons temporelles montrent que les inégalités relatives ont augmenté avec le temps. Par contre, si les comparaisons sont restreintes aux personnes en activité au moment du recensement, la conclusion est que les inégalités relatives au sein de la population active se sont maintenues à un niveau élevé, mais n’ont pas augmenté.

Évolution par causes médicales de décès

34Un examen de l’évolution des causes médicales de décès pourrait permettre d’identifier des « causes » possibles à ces évolutions, et aider à circonscrire les domaines où des interventions seraient susceptibles de réduire les inégalités

35Dans le cas du cancer du poumon chez les hommes, la situation était plutôt égalitaire en 1968 (avec un IRI de 1,08, non significatif). Elle l’est beaucoup moins (IRI supérieur à 2) durant la dernière période. Pour les cancers des voies aérodigestives supérieures, des inégalités sociales très importantes sont manifestes dès 1968, et toujours croissantes avec le temps. Dans le cas des cancers du sein chez les femmes, on observe l’effet protecteur significatif d’un faible niveau d’études pour les premières périodes, effet qui disparaît avec le temps, la tendance étant très significative. Pour les cancers colorectaux, les inégalités, quand il y en a, sont presque insignifiantes, et aucune évolution temporelle n’est observée.

36Globalement, les inégalités portant sur la mortalité cardiovasculaire paraissent plus fortes chez les femmes. Dans le cas des cardiopathies ischémiques, les évolutions ne sont pas significatives, mais les tendances, pour les deux sexes, ressemblent à ce qui est observé pour le cancer du poumon chez les hommes : les IRI ne s’écartent pas significativement de 1 durant les premières périodes, mais s’en éloignent, dès 1975 chez les femmes, et en 1990 chez les hommes. En revanche, pour les maladies cérébrovasculaires, la situation était inégalitaire dès la première période, et les inégalités ont encore augmenté avec le temps, le test de tendance étant significatif pour les deux sexes. Pour les autres maladies cardiovasculaires, les inégalités sociales sont importantes, et ont tendance à s’accroître dans la population masculine.

37Pour les causes externes, le test de tendance est significatif chez les femmes, les IRI augmentant sensiblement avec le temps, pour passer de 0,95 à 2,78. Chez les hommes, le niveau d’inégalités est élevé, sans qu’il y ait une tendance significative à la hausse. Quant aux autres causes de décès, les IRI sont très élevés, à toutes les périodes, et pour les deux sexes.

Mortalité générale : accroissement relatif ou absolu des inégalités

38Le taux de mortalité a globalement diminué au cours des quatre périodes étudiées ; cette baisse peut être quantifiée en prenant comme référence la première période (1968-1974, valeur [1]) ; les valeurs estimées, issues d’un modèle qui prend en compte toutes les périodes simultanément, sont pour les périodes subséquentes de 0,96, 0,98 et 0,82 pour les hommes, et de 0,93, 0,83 et 0,75 chez les femmes. Ces valeurs concernent une situation sociale médiane.

39Si la mortalité a globalement diminué, les écarts sociaux, en termes absolus (différences, ou mortalité en excès), pourraient avoir aussi diminué, alors même que les écarts relatifs augmentaient.

40En tenant compte de l’évolution globale de la mortalité, il est possible d’apporter quelques éléments de réponse, en examinant l’évolution des différences de risque de décès entre les deux niveaux d’études extrêmes. La conclusion, illustrée par la figure 2.3, est que les différences absolues liées au niveau d’études n’ont pas diminué ; l’évolution va plutôt dans le sens d’une augmentation. En retenant comme indicateur de situation sociale la « situation au recensement », la conclusion, basée sur la même population, est que la baisse globale de la mortalité s’est accompagnée d’une stabilité des différences absolues (Leclerc et al., 2006).

figure 2.3. Mortalité en fonction de la période, résultats issus de modélisations

figure 2.3. Mortalité en fonction de la période, résultats issus de modélisations

41Lecture : la situation médiane est celle d’une personne qui a un niveau d’études supérieur à 50 % de la population. La référence (1) est la mortalité associée, pour la première période. Les lignes brisées du haut et du bas des figures correspondent, selon le modèle, à la mortalité pour les situations extrêmes : personne « la moins instruite » (0 % de la population aurait un niveau d’études inférieur au sien), personne « la plus instruite » (100 % de la population aurait un niveau d’études inférieur au sien). La mortalité médiane n’est pas la mortalité moyenne, car le modèle suppose l’existence d’une relation log-linéaire entre la mortalité et la situation sociale.

Discussion

42L’échantillon analysé ici est important, et représentatif de l’ensemble de la population française ; l’exclusion des étrangers a probablement peu de conséquences sur les résultats (Brahimi, 1980 ; Sermet et Khlat, 2004). L’approche quantitative retenue, qui comprend le calcul des IRI, permet de comparer les périodes. Cette approche considère implicitement que ce qui compte est la situation sociale relative, et non, en particulier, le fait d’avoir un certain niveau d’études. De plus, ici, le niveau d’études a été évalué par comparaison entre des personnes du même âge. En fait, les résultats concernant le niveau d’études sont très peu modifiés si celui-ci est évalué un peu différemment, en examinant des personnes vivant à la même période sans prendre en compte leur âge (Menvielle, 2007). Le fait de s’en tenir à la tranche d’âge 30-64 ans explique probablement les différences minimes entre nos conclusions et celles d’autres résultats issus des mêmes données, mais incluant les personnes plus âgées (Monteil et Robert-Bobée, 2005).

43Le niveau des inégalités sociales de mortalité apparaît très élevé en France, surtout lorsqu’on considère la situation socioprofessionnelle au recensement plutôt que le niveau d’études. Du point de vue des évolutions au cours du temps, l’augmentation des inégalités selon la situation au recensement reflète probablement à la fois une augmentation des effets de sélection dus à la santé, et un effet négatif de l’exclusion du monde du travail (Mesrine, 2000). Avec cet indicateur, les inégalités ont augmenté du point de vue relatif, et sont restées stables du point de vue absolu, en dépit d’une baisse globale de la mortalité (Leclerc et al., 2006). L’évolution particulièrement négative observée entre 1968 et 1996 est le creusement de l’écart entre les personnes insérées professionnellement et celles exclues du monde du travail, qui a eu pour conséquence une augmentation très importante des écarts de mortalité.

44Le niveau d’études a l’avantage d’être documenté de façon comparable chez les hommes et chez les femmes (Mustard et Etches, 2003). Avec cet indicateur, une augmentation significative des inégalités sociales relatives de mortalité est observée, pour la mortalité générale et pour la majorité des causes de décès. La baisse globale de la mortalité se combinant avec une augmentation des inégalités relatives, l’approche par IRI amène à conclure que les écarts absolus ne se sont pas réduits. Sur ce point toutefois, l’analyse est moins précise, car les modèles utilisés ne permettent de tester que certaines hypothèses.

45On peut se demander par quels mécanismes intervient le niveau d’études, et en particulier comment cet indicateur, stable dans le temps pour un sujet donné, interfère avec des évolutions temporelles documentées par ailleurs, comme l’augmentation du chômage. Il est plausible qu’un bas niveau d’études fragilise l’individu en cas de menace sur son emploi, de situation de chômage, ou lorsqu’il est face à la nécessité d’une reconversion professionnelle. Mais le niveau d’études est loin de déterminer à lui seul la situation sociale à l’âge adulte. Par ailleurs, il joue aussi un rôle direct dans le domaine de la santé, en aidant à mobiliser les ressources nécessaires pour protéger sa santé et se faire soigner en cas de maladie.

46L’amplitude élevée des inégalités sociales de mortalité précoce en France, particulièrement chez les hommes, n’est pas un phénomène nouveau (Leclerc, 1989 ; Leclerc et al., 1990). Parmi les causes de décès à l’origine de la surmortalité des individus les plus défavorisés, le cancer du poumon occupe une place importante, ainsi que les cancers des voies aérodigestives supérieures (Menvielle et al., 2005). Il y a quelques décennies, les affections cardiovasculaires contribuaient très peu aux inégalités sociales de mortalité en France, par opposition à la situation observée en Europe du Nord (Lang et Ducimetiere, 1995). Pendant longtemps, l’existence d’un gradient social inversé pour le cancer du sein chez les femmes a contribué à ce que la situation soit, globalement, moins inégalitaire chez les femmes, mais ce phénomène est en cours de retournement (Menvielle et al., 2006).

47Les résultats issus de ces données françaises peuvent difficilement être comparées à ceux d’autres pays, du point de vue des évolutions temporelles, car les indicateurs de situation sociale diffèrent d’une étude à une autre, ainsi que les méthodes utilisées dans les comparaisons. Comme on le voit ici, les résultats peuvent être sensiblement différents selon l’indicateur de situation sociale choisi, et aussi selon que les écarts considérés sont absolus ou relatifs.

48Plusieurs auteurs soulignent les effets négatifs d’une moindre sécurité d’emploi, phénomène qui touche, de façon plus ou moins importante, de nombreux pays d’Europe (Virtanen et al., 2003). Si la situation face à l’emploi apparaît comme un déterminant essentiel de l’état de santé il est important de ne pas limiter l’observation à la population active, même s’il est plus difficile de définir la situation sociale des inactifs (Lissau et al., 2001). Il reste que dans la lutte pour la réduction des inégalités, qui ne doit être limitée ni au domaine des soins et des prises en charge médicalisées, ni à ce qui touche la consommation de tabac, d’alcool à ou d’autres dimensions du mode de vie, la question de l’emploi doit être au centre des préoccupations.

Bibliographie

Références

Brahimi, M. (1980), « La mortalité des étrangers en France », Population, vol. 3, p. 603-622.

Chenu, A. (2000), « Le repérage de la situation sociale », dans A. Leclerc, D. Fassin, H. Grandjean, M. Kaminski et T. Lang (dir.), Les inégalités sociales de santé, Paris, La Découverte/INSERM, p 93-108.

Davey Smith, G. et al. (2002), « Health inequalities in Britain : continuing increases up to the end of the 20th century », Journal of Epidemiology and Community Health, vol. 56, p. 434-435.

Desplanques, G. (1984). « L’inégalité sociale devant la mort. », Économie et statistiques, vol. 162, p. 29-50.

Donkin, A., P. Goldblatt et K. Lynch (2002), « Inequalities in life expectancy by social class », 1972-1999. Health Statistics Quarterly, vol. 15, p. 5-15.

Héran, F. (1998), « EDP, présentation générale », Économie et Statistique, vol. 6/7, p. 316-317.

Jusot, F. (2003), Revenu et mortalité : analyse économique des inégalités sociales de santé en France, Thèse, EHESS.

Kunst, A. E., F. Groenhof, J.-P. Mackenbach et groupe de travail de l’UE sur les inégalités socio-économiques de santé (2000), « Inégalités sociales de mortalité prématurée : la France comparée aux autres pays européens », dans A. Leclerc et al. (dir.), Les inégalités sociales de santé, La Découverte, Paris, p. 53-68.

Lang, T. et P. Ducimetiere (1995), « Premature cardiovascular mortality in France : divergent evolution between social categories from 1970-1990 », International Journal of Epidemiology, vol. 24, p. 331-339.

Leclerc, A. (1989), « Differential mortality by cause of death : comparison between selected European countries », dans J. Fox (dir.), Health inequalities in European countries, Aldelrshot, Gower., p. 92-108.

Leclerc, A., F. Lert et C. Fabien (1990), « Differential mortality : some comparisons between England and Wales, Finland and France, based on inequalities measures », International Journal of Epidemiology, vol. 19, no 4, p. 1-10.

Leclerc, A. et al. (groupe EDISC) (2006), « Socioeconomic inequalities in premature mortality in France : have they widened in recent decades? », Social Science and Medicine, vol. 62, p. 2035-2045.

Lissau, I. et al. (2001), « Social differences in illness and health-related exclusion from the labour market in Denmark from 1987-1994 », Scandinavian Journal of Public Health, vol. S55, p. 19-30.

Mackenbach, J.-P. et A. E. Kunst (1997), « Measuring the magnitude of socio-economic inequalities in health : an overview of available measures illustrated with two examples from Europe », Social Science and Medicine, vol. 44, no 6, p. 757-771.

Mackenbach, J. P. et al. (groupe de travail de l’UE sur les inégalités socio-économiques de santé) (1997), « Socio-economic inequalities in morbidity and mortality in western Europe », The Lancet, vol. 349, p. 1655-1659.

— (2003), « Widening socioeconomic inequalities in mortality in six Western European countries », International Journal of Epidemiology, vol. 32, p. 830-837.

Marang-Van de Mheen, P. J. et al. (1998), « Socio-economic differentials in mortality among men within Great Britain : time trends and contributory causes », Journal of Epidemiology and Community Health, vol. 52, no 4, p. 214-218.

Menvielle, G. et al. (groupe EDISC) (2005), « Social inequalities and cancer mortality in France », Cancer causes and control, vol. 16, p. 501-513.

— (2007) : « Évolution temporelle des inégalités sociales de mortalité en France entre 1968 et 1996. Etude en fonction du niveau d’études par cause de décès », Revue d’Epidémiologie et de Santé Publique, no 55, p. 97-105.

Menvielle, G., A. Leclerc, J. F. Chastang et D. Luce (2006), « Social inequalities in breast cancer mortality among French women : disappearing educational disparities from 1968-1996 », British Journal of Cancer, vol. 94, no 1, p. 152-155.

Mesrine, A. (1999), « Les différences de mortalité par milieu social restent fortes », Données sociales, p. 228-235.

— (2000), « La surmortalité des chômeurs : un effet catalyseur du chômage ? », Économie et Statistique, vol. 334, no 4, p. 33-48.

Monteil, C. et I. Robert-Bobée (2005), « Les différences sociales de mortalité : en augmentation chez les hommes, stables chez les femmes », Insee première, vol. 1025, p. 1-4.

Mustard, C. A. et J. Etches (2003), « Gender differences in socioeconomic inequality in mortality », Journal of Epidemiology and Community Health, vol. 57, p. 974-980.

Regidor, E. (2004), « Measures of inequalities: part 2 », Journal of Epidemiology and Community Health, vol. 58, p. 900-903.

Sermet, C. et M. Khlat (2004), « La santé des chômeurs en France : revue de la littérature », Revue d’Épidémiologie et de Santé Publique, vol. 52, no 5, p. 465-474.

Virtanen, P., et al. (2003), « Health inequalities in the workforce : the labour market core-periphery structure », International Journal of Epidemiology, vol. 32, no 6, p. 1015-1021.

Table des illustrations

Titre tableau 2.1. Mortalité et mortalité relative entre 1990 et 1996, selon l’âge et le diplôme en 1990
Légende Mortalité : risque de décéder dans les 7 ans qui suivent le recensement de 1990, en %1 Certificat d’études primaires2 : Diplôme égal ou supérieur au baccalauréat
URL http://books.openedition.org/pum/docannexe/image/9989/img-1.jpg
Fichier image/jpeg, 142k
Titre tableau 2.2. Distribution de la population (en %) selon le niveau d’études aux quatre recensements
Légende 1 : Certificat d’études primaires2 : Diplôme égal ou supérieur au baccalauréat
URL http://books.openedition.org/pum/docannexe/image/9989/img-2.jpg
Fichier image/jpeg, 28k
Titre tableau 2.3. Distribution de la population (en %) selon la situation par rapport à l’emploi aux quatre recensements
URL http://books.openedition.org/pum/docannexe/image/9989/img-3.jpg
Fichier image/jpeg, 30k
Titre figure 2.1. Mortalité des femmes et des hommes, période 1990-1996, en fonction de leur situation sociale en 1990 (30-64 ans en 1990)
URL http://books.openedition.org/pum/docannexe/image/9989/img-4.jpg
Fichier image/jpeg, 42k
Titre figure 2.2. Risque (en %) de décéder dans les 7 ans qui suivent le recensement, hommes et femmes âgés de 55 à 64 ans au début de la période
URL http://books.openedition.org/pum/docannexe/image/9989/img-5.jpg
Fichier image/jpeg, 24k
Titre tableau 2.4. Population masculine
Légende 1 : en gras : indice significativement différent de 1, au seuil de 0,05 ;2 : en gras : test de tendance significatif au seuil de 5 % ;3 : VADS : Voies aérodigestives supérieures
URL http://books.openedition.org/pum/docannexe/image/9989/img-6.jpg
Fichier image/jpeg, 46k
Titre tableau 2.5. Population féminine
Légende 1 : en gras : indice significativement différent de 1, au seuil de 0,052 : en gras : test de tendance significatif au seuil de 5 %
URL http://books.openedition.org/pum/docannexe/image/9989/img-7.jpg
Fichier image/jpeg, 127k
Titre figure 2.3. Mortalité en fonction de la période, résultats issus de modélisations
URL http://books.openedition.org/pum/docannexe/image/9989/img-8.jpg
Fichier image/jpeg, 33k

© Presses de l’Université de Montréal, 2008

Conditions d’utilisation : http://www.openedition.org/6540

Rechercher dans OpenEdition Search

Vous allez être redirigé vers OpenEdition Search