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Les inégalités sociales de mortalité prématurée au Québec et dans ses régions : différentes mesures, différentes perspectives

Disparities in premature mortality in Quebec and its regions: different measures, different perspectives
Carolyne Alix, Christine Blaser et Ernest Lo

Résumés

Il est reconnu que les facteurs sociaux sont déterminants pour la santé des populations. Dans le but d’atteindre l’équité en santé, la Commission des déterminants sociaux de la santé de l’Organisation mondiale de la santé encourage une mobilisation internationale et propose, entre autres, l’instauration de systèmes de surveillance nationaux permettant de suivre l’évolution des inégalités sociales de santé. C’est dans ce contexte que la province du Québec au Canada a mis en place le Système de surveillance des inégalités sociales de santé au Québec (SSISSQ) qui assure le suivi temporel et spatial des inégalités sociales pour une série d’indicateurs de santé et de ses déterminants. Pour ce faire, le SSISSQ propose cinq mesures d’inégalité, soit la différence, le ratio, l’indice de concentration, ainsi que la fraction et le nombre de cas attribuables dans la population. Cette diversité de mesures facilite l’examen des écarts de santé selon différentes perspectives : en termes absolus ou relatifs, entre les groupes extrêmes de la population ou entre tous les groupes de la population.
L’objectif de cet article est de décrire les inégalités sociales de mortalité prématurée entre 1989 et 2013 selon trois niveaux géographiques – l’ensemble du Québec, les quatre zones géographiques et les 18 régions sociosanitaires. Durant cette période, une baisse de 38 % de la mortalité prématurée est observée sur tout le territoire québécois. Cependant, la mortalité prématurée est toujours plus importante dans les groupes défavorisés comparés aux groupes favorisés. On note une variation importante de cet écart entre les régions sociosanitaires du Québec ; cette disparité est d’ailleurs plus élevée dans les grandes villes que dans les milieux ruraux. Mais est-ce que les inégalités de mortalité prématurée ont augmenté ou diminué dans le temps ? Selon la mesure d’inégalité utilisée, les conclusions, quant à l’évolution temporelle des inégalités sociales de mortalité prématurée, varient. Par exemple, dans certaines régions sociosanitaires, les inégalités semblent augmenter avec le temps lorsqu’on les mesure avec le ratio et l’indice de concentration, alors qu’elles sont apparemment stables lorsqu’on les analyse par la différence ou la fraction attribuable dans la population. Ainsi, chaque mesure apporte un regard spécifique sur les inégalités et répond à un objectif différent. Ensemble, cependant, elles offrent un portait nuancé des inégalités sociales de santé qui pourrait mieux soutenir la planification et les interventions en santé publique.

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Texte intégral

Introduction

1La mortalité prématurée est définie, au Canada, comme un décès survenant avant l’âge de 75 ans [Institut canadien d’information sur la santé, 2012; Santé Canada, 2010]. C’est un indicateur largement utilisé en santé publique, car il permet d’identifier les populations pour lesquelles des améliorations sont requises afin de réduire la mortalité. Il est donc d’une grande utilité pour les décideurs, son rôle étant d’orienter l’élaboration de mesures de promotion de la santé et de prévention des maladies. La mortalité prématurée est principalement associée aux maladies de l'appareil circulatoire, aux cancers et aux traumatismes intentionnels et non intentionnels [Institut canadien d’information sur la santé, 2012]. Au Québec, une province du Canada, la mortalité prématurée représentait environ 40 % de la mortalité totale à la fin des années 2000 [Chentir, 2014].

2Il est largement reconnu que la mortalité prématurée est liée aux conditions socioéconomiques [Davey-Smith et al., 2002; James et al., 2007]. Les inégalités sociales reliées à la mortalité prématurée font d’ailleurs de plus en plus l’objet d’un suivi systématique dans certains pays, comme en Grande-Bretagne à l'échelle nationale [Thomas et al., 2010] et à l’échelle locale [London Health Observatory, 2008], aux États-Unis [Krieger et al., 2008], au Canada [Institut canadien d’information sur la santé, 2012], notamment au Manitoba [Martens et al., 2010], et récemment au Québec [Pampalon et al., 2013]. Les disparités de mortalité prématurée entre différents groupes de la population sont en augmentation dans plusieurs pays [Mackenbach et al., 2015 ; Thomas et al., 2010], dont le Canada [Mustard et al., 1999 ; Saint-Jacques et al., 2014]. Au Québec, les inégalités de mortalité prématurée ont également augmenté entre 1989-1993 et 1999-2003 [Pampalon et al., 2008], mais aucune étude n’a fait état de leur évolution depuis le début des années 2000.

3On note également qu’il existe une grande variabilité entre les territoires quant à l’ampleur des inégalités de mortalité prématurée. Des inégalités de mortalité prématurée variables selon la zone géographique [Pampalon et al., 2008] ou les régions sociosanitaires [Direction de santé publique de la Capitale-Nationale, 2012 ; Direction de santé publique de la Mauricie et du Centre-du-Québec, 2012 ; Direction de santé publique de Montréal, 2012] ont été observées au Québec.

4L’évolution des inégalités sociales et spatiales de mortalité prématurée a déjà été explorée dans le passé à partir de mesures d’inégalité simples [Pampalon et al., 2008]. L’objectif de cet article est d’intégrer des mesures d’inégalité complexes aux analyses sur les inégalités de mortalité prématurée. Ces mesures ajoutent de l’information que les mesures simples ne peuvent capter, par exemple dans le cas d’un gradient non-linéaire entre la mesure de santé et la variable de position sociale. Ainsi, cet exercice démontre l’intérêt de dresser un portrait nuancé des inégalités sociales de santé à partir d’un ensemble de mesures d’inégalité accessibles au Système de surveillance des inégalités sociales de santé du Québec (SSISSQ). Ces mesures ont été retenues à cause de leur complémentarité et de leur utilité pour l’élaboration de politiques publiques ou d’interventions.

Système de surveillance des inégalités sociales de santé au Québec (SSISSQ)

5Pour suivre systématiquement les tendances temporelles et spatiales des inégalités sociales de santé, le Québec s’est doté, au cours des dernières années, d’un Système de surveillance des inégalités sociales de santé au Québec (SSISSQ) [Pampalon et al., 2013]. Le développement de ce système fait écho à la recommandation de la Commission de l’Organisation mondiale de la santé (OMS) qui est de suivre l’évolution des inégalités sociales de santé et des déterminants sociaux de la santé, et ce, afin de soutenir l’élaboration de politiques et de programmes de santé publique visant à réduire ces inégalités [Commission des Déterminants sociaux de la Santé, 2009]). Bien que la diminution des inégalités sociales de santé fasse partie des plans et programmes de santé publique [Ministère de la Santé et des Services sociaux, 2015], aucun suivi systématique des tendances temporelles et spatiales des inégalités sociales de la mortalité prématurée n’existait au Québec avant le développement du SSISSQ. À terme, le SSISSQ intègrera 18 indicateurs de santé et de bien-être en incluant la mortalité prématurée. Ce système produit des tendances temporelles et spatiales des mesures d’inégalités simples et complexes selon plusieurs variables de position sociale. L’indice de défavorisation est une de ces variables de position sociale. La présente étude décrit et interprète les résultats récents générés par le SSISSQ relatifs aux inégalités sociales de mortalité prématurée.

Les données utilisées

6Les décès prématurés (0 à 74 ans) du Fichier des décès (1989 à 2013) et les données de population des recensements canadiens (1991 à 2011) et de l’Enquête nationale auprès des ménages de 2011 (ENM) ont été utilisés pour calculer des taux ajustés modélisés (voir plus bas pour la définition des taux et la méthode d’ajustement et de modélisation) de mortalité prématurée. Pour l’estimation de ces taux, les décès ont été groupés en cinq périodes (1989-1993, 1994-1998, 1999-2003, 2004-2008, 2009-2013) et rapportés aux données de population des recensements canadiens (1991, 1996, 2001, 2006) et de l’ENM (2011). Pour le calcul des taux de mortalité prématurée ajustés modélisés, les décès prématurés ainsi que les données de population ont été regroupés par groupe d’âge (0-24 ans, 25-44 ans, 45-54 ans, 55-64 ans et 65-74 ans), sexe, zone géographique et quintile de défavorisation (voir ci-dessous). Les versions de 1991 à 2011 de l’indice de défavorisation matérielle et sociale (IDMS) ont été utilisées dans le calcul des taux ajustés modélisés ; ces versions correspondent à l’année au milieu de la période couverte par les données de mortalité.

La mortalité prématurée

7La mortalité prématurée est une mesure générale de l’état de santé de la population qui se distingue de la mortalité générale, car elle ne concerne que les décès survenant avant un âge considéré comme précoce. Au Canada, un décès est considéré prématuré s’il survient avant l’âge de 75 ans [Institut canadien d’information sur la santé, 2012]. Cette limite d’âge suit la recommandation du HCSP [Haut Conseil de la Santé Publique (France), 2013]. Cette définition est également conforme à celle utilisée dans la littérature scientifique [Davey-Smith et al., 2002; Thomas et al., 2010].

La géographie

8Le territoire de la province du Québec est partagé en quatre grandes zones géographiques dont le tracé reprend celui de la Classification canadienne des secteurs statistiques développée par Statistique Canada [Statistique Canada, 2012]. Elles expriment un continuum urbain-rural et fournissent une image de la diversité sociale et démographique du Québec. Elles sont définies par la taille du noyau de leur population. Ainsi, la première zone géographique correspond à la « Région métropolitaine de recensement (RMR) de Montréal », le plus grand noyau urbain au Québec. La deuxième est constituée des « Autres RMR » du Québec, dont la population des villes est supérieure à 100 000 habitants, soit le regroupement des villes de Québec, Sherbrooke, Trois-Rivières, Gatineau et Saguenay. Les « Villes de taille moyenne » dont la population se situe entre 10 000 et 100 000 habitants se classe dans le troisième groupe. Enfin, les municipalités comptant moins de 10 000 habitants forment la catégorie des « Petites villes et monde rural ». Ces quatre zones géographiques comptent respectivement pour 49 %, 20 %, 12 % et 19 % de la population du Québec en 2011 (Tableau 1).

Tableau 1. Répartition de la population du Québec selon les zones géographiques, 1991 et 2011

Les zones géographiques

Population en 1991

Population en 2011

Nombre

%

Nombre

%

RMR de Montréal

3 127 242

45,3

3 908 010

48,8

Autres RMR

1 308 932

19,0

1 609 228

20,1

Villes de taille moyenne

891 301

12,9

938 918

11,7

Petites villes et monde rural

1 568 488

22,7

1 549 375

19,4

Ensemble du Québec

6 895 963

100,0

8 005 531

100,0

Source : Statistique Canada, recensements canadiens de 1991 et 2011. Compilations du Bureau d'information et d'études en santé des populations (BIESP), Institut national de santé publique du Québec (INSPQ).

9Le Québec est en outre découpé en 18 régions sociosanitaires (RSS). Une RSS correspond à une entité administrative régie par le ministère de la Santé et des Services sociaux (MSSS) et a pour mandat de fournir des services de santé aux résidents de son territoire [Institut canadien d’information sur la santé, 2012]. Une RSS est donc une unité géographique pertinente pour la planification, les services et la prise de décision dans le domaine de la santé. La répartition de la population du Québec en 1991 et 2011 dans les RSS est présentée au Tableau 2.

Tableau 2. Répartition de la population du Québec selon les régions sociosanitaires, 1991 et 2011

Les régions sociosanitaires

Population en 1991

Population en 2011

Nombre

%

Nombre

%

01 Bas-Saint-Laurent

205 137

3,0

199 977

2,5

02 Saguenay—Lac-Saint-Jean

286 159

4,1

274 880

3,4

03 Capitale-Nationale

615 844

8,9

714 105

8,9

04 Mauricie et Centre-du-Québec

465 899

6,8

497 766

6,2

05 Estrie

268 717

3,9

458 017

5,7

06 Montréal

1 775 871

25,8

1 960 095

24,5

07 Outaouais

283 730

4,1

372 864

4,7

08 Abitibi-Témiscamingue

151 978

2,2

145 690

1,8

09 Côte-Nord

103 224

1,5

94 766

1,2

10 Nord-du-Québec

20 183

0,3

14 356

0,2

11 Gaspésie—Iles-de-la-Madeleine

105 968

1,5

95 035

1,2

12 Chaudière-Appalaches

367 953

5,3

411 215

5,1

13 Laval

314 398

4,6

406 830

5,1

14 Lanaudière

335 476

4,9

471 748

5,9

15 Laurentides

381 112

5,5

564 598

7,1

16 Montérégie

1 198 187

17,4

1 295 149

16,2

17 Nunavik

7 693

0,1

12 090

0,2

18 Terres-Cries-de-la-Baie-James

8 434

0,1

16 350

0,2

Ensemble du Québec

6 895 963

100,0

8 005 531

100,0

Source : Statistique Canada, recensements canadiens de 1991 et 2011. Compilations du Bureau d'information et d'études en santé des populations (BIESP), Institut national de santé publique du Québec (INSPQ).

L’indice de défavorisation

  • 1 Il s’agit du secteur de dénombrement (SD) pour le recensement de 1991 et de l’aire de diffusion (AD (...)

10L’indice de défavorisation est une variable de position sociale écologique exprimant le niveau moyen de désavantage socioéconomique des personnes habitant le voisinage immédiat. Il est inspiré des propositions du sociologue anglais Peter Townsend qui considère deux formes de défavorisation [Townsend, 1987]. La défavorisation matérielle fait référence au manque de biens et de commodités de la vie moderne, tandis que la défavorisation sociale renvoie à la fragilité du réseau social. Six indicateurs socioéconomiques ont été retenus sur la base de leur association avec la santé, à savoir, la proportion de la population sans diplôme d’études secondaires, la proportion des personnes ayant un emploi, la proportion des personnes veuves, séparées ou divorcées, la proportion des personnes qui vivent seules, la proportion des personnes qui vivent dans une famille monoparentale et, finalement, la moyenne du revenu personnel à l’échelle de la plus petite unité géographique1 pour laquelle des données du recensement canadien peuvent être diffusées. Ces unités géographiques comptent en moyenne entre 400 et 700 personnes et sont relativement homogènes sur le plan socioéconomique [Pampalon et al., 2009].

11L’intégration des indicateurs a été réalisée grâce à une analyse en composantes principales (une forme d’analyse factorielle), avec une rotation de type varimax et en ne retenant que les composantes ayant une valeur propre supérieure à 1,00. Deux composantes ont répondu à ce critère. La note factorielle de chaque unité géographique est composée par la somme des valeurs de chaque indicateur multiplié par le poids factoriel de chacune des deux composantes issues de l’analyse en composantes principales (C11 à C16 pour la dimension matérielle et C21 à C26 pour la dimension sociale) (voir l’encadré). Ces deux composantes résument chacune un peu plus du tiers des variations associées aux six indicateurs considérés, pour un total variant entre 67 % et 75 % selon les années [Hamel, Gamache, 2014 ; Pampalon et al., 2010] et se distinguent quant à leur signification. Alors que la première composante résume les variations associées à la scolarité, l’emploi et le revenu sur le territoire québécois et se rapproche de la dimension matérielle de la défavorisation, la seconde en reflète plutôt la dimension sociale en s’associant davantage aux variations de la structure familiale et de l’état matrimonial.

Formule décrivant le calcul des notes factorielles pour chacune des deux dimensions de l’indice de défavorisation [Pampalon et al., 2009]

Défavorisation matérielle
(C11 x S_D_V) + C12 x MONO) + (C13 x SEULES) + (C14 x EMPLOI) + (C15 x SCOL) + (C16 x REVENU)

Défavorisation sociale
(C21 x S_D_V) + C22 x MONO) + (C23 x SEULES) + (C24 x EMPLOI) + (C25 x SCOL) + (C26 x REVENU)

C11 à C16 : Composante matérielle de chaque indicateur
C21 à C26 : Composante sociale de chaque indicateur
1 S_D_V : proportion de personnes de 15 ans et plus séparées, divorcées ou veuves
2 MONO : proportion de familles monoparentales
3 SEULES : proportion de personnes de 15 ans et plus vivant seules dans leur ménage
4 EMPLOI : proportion de personnes de 15 ans et plus occupant un emploi
5 SCOL : proportion de personnes de 15 ans et plus sans diplôme d’études secondaires
6 REVENU : revenu moyen des personnes de 15 ans et plus recevant un revenu de différentes sources

12La pertinence de ce modèle a été validée à l’échelle du Québec, en reprenant la même analyse dans les quatre zones géographiques. La structure factorielle valant pour l’ensemble du Québec a été trouvée dans chacun de ces ensembles géographiques.

13Les unités géographiques ont été triées par ordre d’importance des notes factorielles qui expriment l’importance prise par chacune des composantes sur chaque dimension et regroupées en quintiles (groupes de 20 %) sur la base de chaque dimension de la défavorisation. Le quintile 1 correspond au quintile le plus favorisé et le quintile 5, au moins favorisé.

14Dans cette étude, nous utilisons l’indice de défavorisation combiné. Cet indice regroupe les quintiles des deux dimensions afin d’identifier la population la plus favorisée (Q1 sur les deux dimensions), la population la plus défavorisée (Q5 sur les deux dimensions) et celle qui occupe les positions intermédiaires (Q2, Q3 ou Q4 sur les deux dimensions). La Figure 1 présente la population du Québec en 2011, selon les quintiles de défavorisation matérielle, les quintiles de défavorisation sociale et les quintiles du croisement des deux dimensions de la défavorisation. Ce sont ces quintiles combinés qui sont utilisés dans les analyses de cet article.

Figure 1. Définition des quintiles de défavorisation et leur population en 2011, Québec

Figure 1. Définition des quintiles de défavorisation et leur population en 2011, Québec

Source : Statistique Canada, recensements canadiens de 1991 et 2011. Compilations du Bureau d'information et d'études en santé des populations (BIESP), Institut national de santé publique du Québec (INSPQ).

15Deux versions de l’indice ont été utilisées pour les analyses. La version nationale de l’indice est celle dont les regroupements de quintiles sont basés sur la population entière du Québec. Nous l’avons utilisé pour les analyses des données de l’ensemble du Québec et des zones géographiques. Toutefois, à cause de leurs caractéristiques en termes d’urbanité et de ruralité qui affectent la défavorisation, on observe une répartition inégale des quintiles dans les zones géographiques (Figure 2). Nous avons utilisé la version régionale (à l’échelle des RSS) de l’indice de défavorisation combiné dans laquelle la population de chaque RSS est regroupée en quintiles de façon indépendante des autres RSS. Cette manière de regrouper saisit la réalité (en termes de défavorisation) propre à chaque RSS.

Figure 2. Distribution de la population dans les quintiles nationaux de défavorisation, Québec et zone géographique, 2011

Figure 2. Distribution de la population dans les quintiles nationaux de défavorisation, Québec et zone géographique, 2011

Source : Statistique Canada, recensements canadiens de 1991 et 2011. Compilations du Bureau d'information et d'études en santé des populations (BIESP), Institut national de santé publique du Québec (INSPQ).

16Il est possible d’assigner l’indice de défavorisation au code postal de résidence des individus figurant dans une base de données administrative en faisant correspondre à l’unité géographique un code postal, ce qui a été fait avec le fichier des décès.

Méthodes

La modélisation statistique

17La régression binomiale négative [Allison, 1999] permet l’estimation des taux de mortalité spécifiques (par âge, sexe, zone géographique, quintiles de défavorisation) et contourne le problème des faibles effectifs liés à ces multiples croisements sociodémographiques. Ces taux spécifiques (dorénavant référés comme des taux spécifiques modélisés) sont calculés à partir des coefficients de régression en utilisant la transformation exponentielle :

18Où :

  • Tijk est le taux spécifique modélisé pour la période i, le niveau j de défavorisation et la combinaison k de toutes les autres variables d’ajustement, c’est-à-dire, âge, sexe et zone géographique ;

  • β0 est la constante du modèle de régression ;

  • βi représente le coefficient ou l’effet de la période i

  • βj représente le coefficient ou l’effet du niveau j de défavorisation ;

  • βij représente le coefficient ou l’effet d’interaction de la période i et du groupe j de l’indice de défavorisation ;

  • βk représente les coefficients pour l’effet des autres variables d’ajustement. Avec 5 groupes d’âge, les 2 sexes, et les 4 zones géographiques, l’indice couvre donc 40 combinaisons.

19La standardisation directe a ensuite été appliquée aux taux spécifiques modélisés estimés par la régression afin d’estimer les taux ajustés (dorénavant appelé « taux ajustés modélisés » ou simplement des taux) pour l’ensemble de la population et par quintile de défavorisation. Ce calcul est équivalent au processus standard de l’ajustement pour l’âge [Muecke et al., 2005] sauf que l’ajustement est appliqué à toutes les combinaisons possibles des variables d’ajustement, soit l’âge, le sexe et la zone géographique :

20Où :

  • Tij représente le taux ajusté (par âge, sexe, zone géographique) modélisé, pour la période i et le niveau de défavorisation j ;

  • Tijk représente le taux spécifique modélisé tel que défini dans l’équation (1) ;

  • Nref,k représente la population de référence pour une combinaison de toutes les autres variables d’ajustement, soit l’âge, le sexe et la zone géographique.

21Notons ici que la population de référence utilisée dans la standardisation directe est la même pour les deux périodes étudiées (1989-1993 et 2009-2013), soit la somme, pour toutes les années de recensement disponibles (1991 à 2011), de la population d’un territoire donné, stratifiée par âge, sexe, zone géographique et quintile de défavorisation. Le calcul et l’utilisation de ces taux ajustés modélisés permet d’éliminer l’effet des variables sociodémographiques confondantes et d’assurer la comparabilité temporelle et spatiale des taux de mortalité prématurée et des mesures d’inégalité. Notons aussi que ces taux ajustés modélisés sont bien connu dans les domaines de l’épidémiologie et de la santé publique où ils sont nommés les « marges prédites » [Graubard, Korn, 1999 ; Witt, Spagnola, 2009]. Par soucis d’allègement du texte, les termes « taux » ou « mortalité prématurée » seront utilisés dans cet article, mais ils se réfèrent à la notion de « taux ajusté modélisé de mortalité prématurée ».

22Seuls les taux des périodes 1989-1993 et 2009-2013 sont présentés, mais les données de toutes les périodes sont incluses dans la modélisation par régression et dans la procédure de standardisation. Les mesures d’inégalité (différence, ratio, indice de concentration – voir ci-dessous) sont calculées à partir des taux ajustés modélisés et devraient donc être indépendantes de la structure d’âge, de sexe et de zone géographique des populations comparées. Notons cependant qu’il n’est pas possible de standardiser la fraction attribuable dans la population ni le nombre de cas attribuables dans la population. Par conséquent, ces mesures ne sont pas indépendantes de la structure d’âge, de sexe et de zone géographique des populations comparées.

Les mesures d’inégalités

23Afin d’estimer les tendances temporelles et spatiales des inégalités de mortalité prématurée selon la défavorisation du milieu de vie des individus, il est nécessaire de recourir à des mesures synthétiques, traduisant la nature et l’ampleur de ces inégalités [Pampalon et al., 2013]. Parmi la multitude de mesures d’inégalité existantes [Harper, Lynch, 2016 ; Mackenbach, Kunst, 1997], le SSISSQ en a retenu cinq : la différence, le ratio, l’indice de concentration, la fraction attribuable dans la population (FAP) et le nombre de cas attribuables dans la population (NCA). Ces mesures ont été choisies, car elles sont complémentaires et relativement indépendantes les unes des autres et apportent un regard particulier sur les ISS. Certaines décrivent les inégalités en termes absolus, d’autres en termes relatifs ou visent la comparaison entre deux groupes de la population (mesures simples) alors que d’autres se rapportent à l’ensemble de la population (mesures complexes) (Tableau 3). Chacune permet en outre de soutenir une approche de politique publique spécifique [Mantoura, Morrison, 2016].

Tableau 3. Mesures d’inégalité proposées par le SSISSQ

Inégalités absolues

Inégalités relatives

Mesures simples
(inégalités entre deux groupes)

Différence

Ratio

Mesures complexes
(inégalités entre tous les groupes)

Nombre de cas attribuables dans la population

Indice de concentration

Fraction attribuable dans la population

Source : Pampalon et al., 2013.

24Les conclusions quant à l’évolution temporelle ou spatiale tirées à partir de ces mesures d’inégalité peuvent donc différer en termes d’ampleur ou de direction. C’est pourquoi il est essentiel de bien comprendre chacune des mesures d’inégalité et leur signification. Ensemble, ces mesures permettent d’aborder les inégalités sous différentes perspectives et ainsi de dresser un portrait plus complet et nuancé des inégalités de mortalité prématurée selon la défavorisation.

Les mesures simples

25Les mesures simples proposées par le SSISSQ sont la différence et le ratio. Ces mesures fournissent une indication quant à l’inégalité entre les groupes extrêmes de la variable de position sociale [Mackenbach, Kunst, 1997]. De ce fait, elles ignorent cependant la mesure de santé dans les groupes du milieu. Ces mesures sont fréquemment utilisées, car elles sont facilement calculables et interprétables [Keppel et al., 2005 ; Masseria, Allin, 2008].

26La différence présente la dimension absolue de l’inégalité. Elle se calcule par la soustraction entre le taux ajusté modélisé de mortalité prématurée du groupe le plus défavorisé et celui du groupe le plus favorisé (groupe de référence). La valeur s’exprime en nombre de décès prématurés pour 100 000 personnes sous l’hypothèse que les deux groupes comparés soient soumis à une même structure de population par âge, sexe et zone géographique :

27Où :

  • Ti,j = 5 représente le taux ajusté modélisé pour la période i et le niveau j = 5 de défavorisation ;

  • Ti,j = 1 représente le taux ajusté modélisé pour la période et le niveau de défavorisation de référence (soit j = 1).

28Le ratio expose la perspective relative de l’inégalité. Il se calcule par la division du taux ajusté modélisé de mortalité prématurée du groupe le plus défavorisé par celui du groupe le plus favorisé (groupe de référence). Le ratio des taux ajusté modélisés s’exprime par le rapport entre deux groupes sous l’hypothèse que les deux groupes comparés soient soumis à une même structure de population par âge, sexe et zone géographique et indique le nombre de fois que le taux de mortalité prématurée du groupe le plus défavorisé est plus élevé par rapport à celui du groupe le plus favorisé :

29Où :

  • Ti,j = 5 représente le taux ajusté modélisé pour la période i et le niveau j = 5 de défavorisation ;

  • Ti,j = 1 représente le taux ajusté modélisé pour la période et le niveau de défavorisation de référence (soit j = 1).

Les mesures complexes

30Bien qu’elles permettent d’estimer l’inégalité entre deux groupes, les mesures simples ne permettent pas toujours de dresser un portrait complet des inégalités, car elles supposent un gradient linéaire entre la mesure de santé et la variable de position sociale, ce qui n’est pas toujours observé. Les mesures complexes permettent donc de raffiner l’analyse des inégalités sociales de santé en prenant en compte l’ensemble des groupes de la population. Les mesures complexes proposées par le SSISSQ sont l’indice de concentration, la fraction attribuable dans la population et le nombre de cas attribuables dans la population. Ces mesures indiquent la progression de la mortalité prématurée sur le gradient de la défavorisation dans l’ensemble de la population.

31L’indice de concentration permet d’analyser les inégalités sous une perspective de redistribution [Harper, Lynch, 2016 ; Koolman, Doorslaer, 2004]. Il mesure la « concentration » de la mortalité prématurée et indique sa « localisation » dans le gradient de la défavorisation. Plus la valeur de cet indice (en termes absolus) est élevée, plus le niveau d’inégalité mesuré dans la population est important. Une valeur négative (entre 0 et -1) indique une concentration de la mortalité prématurée dans les quintiles relativement défavorisés. À l’inverse, une valeur positive (entre 0 et +1) indique une concentration de la mortalité prématurée dans les quintiles relativement favorisés. Cette concentration hypothétique de la mortalité prématurée suppose que la population dans chacun des quintiles de défavorisation est soumise à une même structure par âge, sexe et zone géographique. L’indice de concentration mesure les inégalités relativement à l’ensemble de la population.

32L’indice de concentration est estimé à l’aide de la formule de Brown [Schneider et al., 2005] :

33Où :

  • Xij représente la proportion cumulée de la population pour la période i selon le niveau de défavorisation :

34On note ici que j, j′ et j″ sont tous les indices qui représentent le niveau de défavorisation au sein des sommations particulières.

  • Yij représente la proportion de cas cumulés pour la période i selon le niveau de défavorisation j :

35On note ici que Tij×Nij est égal au nombre de décès ajustés pour la période i et le niveau de défavorisation j.

36La courbe de concentration [Schneider et al., 2005] pour une période (i) donnée est la courbe représentée par les coordonnées (Xij,Yij). Il est possible de démontrer que l’indice de concentration, représenté par l’équation 5 est égal à deux fois la superficie entre la courbe de concentration et la droite diagonale d’égalité.

37La fraction attribuable dans la population (FAP) permet d’estimer l’impact global de la défavorisation sur la mortalité prématurée. Elle représente la réduction théoriquement possible en termes de proportion de décès prématurés si l’ensemble de la population présentait le même taux de mortalité prématurée que celui observé dans le quintile le plus favorisé. Cette mesure témoigne ainsi des gains possibles si toute la population bénéficiait des meilleures conditions socioéconomiques, sous l’hypothèse d’un lien causal et direct entre les décès prématurés et la défavorisation. La FAP traduit l’inégalité de l’ensemble de la population en termes relatifs [Schneider et al., 2005].

38Pour calculer la FAP pour la période i, l’équation suivante est utilisée :

39Où :

  • k représente les 40 combinaisons des variables d’ajustement, soit l’âge, le sexe et la zone géographique ;

  • Nijk représente le nombre d’individus (ou effectifs de population) pour la période i, le niveau de défavorisation j et la combinaison k de variables d’ajustement ;

  • Tijk représente le taux spécifique modélisé correspondant à la période i, le niveau de défavorisation j et la combinaison k des variables d’ajustement. Notons que Ti,j=1,k représente le taux correspondant à la catégorie de référence (quintile le plus favorisé - Q1).

40La sommation se fait parmi toutes les combinaisons de catégories des variables d’ajustement (k) et de défavorisation (j). La FAP représente essentiellement le nombre de décès attribuables à la défavorisation divisé par le nombre total de décès. Il est aussi possible de démontrer que la FAP est égale à une somme pondérée des FAP spécifiques à chaque strate ou combinaison des variables d’ajustement (k). L’équation 6 représente une approche standard pour estimer la FAP en présence de variables d’ajustement ou de confusion [Benichou, 2001 ; Hanley, 2001].

41La version absolue de la FAP, appelée nombre de cas attribuables dans la population (NCA), correspond au nombre annuel moyen de décès prématurés attribuables à la variable de position sociale, soit au nombre de décès prématurés qu’il serait possible d’épargner si toute la population profitait du taux de mortalité prématurée du quintile le plus favorisé. Le NCA est obtenu en multipliant la FAP par le nombre annuel moyen de décès prématurés observés dans la population pour une période et un territoire donnés.

42La FAP et le NCA permettent d’analyser les inégalités sous une perspective de nivèlement vers le haut. Elles représentent donc la limite maximale et hypothétique de réduction possible de la mortalité prématurée si toute la population profitait du taux de mortalité observé dans le quintile le plus favorisé. Ces mesures sont très parlantes pour les décideurs, car elles permettent une estimation du fardeau de la défavorisation sur la mortalité prématurée dans l’ensemble de la population contrairement à la différence, par exemple, qui ne compare que les deux groupes extrêmes.

Les comparaisons temporelles

43Les comparaisons statistiques ont été utilisées pour évaluer la tendance temporelle des inégalités de mortalité prématurée. Les mesures d’inégalités de la période 2009-2013 ont été comparées aux mesures d’inégalités de 1989-1993, pour un même territoire à partir de la méthode du test Z au seuil de 95 % [Institut national de santé publique du Québec, 2017].

44Ainsi, un test statistiquement significatif observé pour une différence, un ratio ou un indice de concentration traduit un changement temporel de l’inégalité. En revanche, un test statistiquement significatif pour la FAP traduit un changement temporel des inégalités qui pourrait être attribué soit à la défavorisation, soit aux changements dans la distribution des variables d’ajustement dans la population puisque cette mesure d’inégalité n’est pas standardisée. Toutes les comparaisons statistiques sont identifiées par le symbole (p≤0,05). Les comparaisons descriptives ont également été utilisées pour comparer les valeurs de la mortalité prématurée et les mesures d’inégalité entre les RSS et entre les zones géographiques, mais sans avoir fait l’objet d’un test statistique.

45Pour quantifier l’augmentation ou la diminution temporelle de la mortalité prématurée entre les deux périodes étudiées, un taux de variation a été calculé. Ce taux de variation correspond au rapport entre 1) la différence entre le taux de la période 2009-2013 et celui de la période 1989-1993 et 2) le taux de de la période 1989-1993, multiplié par 100.

Les comparaisons spatiales

46Dans le but d’illustrer les tendances spatiales, des mesures d’hétérogénéité ont été utilisées. Ces mesures évaluent la variabilité de la mortalité prématurée et des inégalités sociales de mortalité prématurée entre les zones géographiques et entre les RSS. Pour ce faire, l’écart d’inégalité est synthétisé à partir de l’écart-type. Ces mesures d’hétérogénéité n’ont pas fait l’objet de tests statistiques.

Les résultats

Tendance temporelle et spatiale de la mortalité prématurée au Québec

47La mortalité prématurée est en constante diminution au Québec depuis plusieurs années. De 1989-1993 à 2009-2013, elle est passée de 411,8 à 254,8 ‰, soit une diminution de 38 %. Cette baisse est aussi perceptible dans chacune des zones géographiques et RSS du Québec, mais l’ampleur de cette diminution est variable selon le territoire étudié (entre 18 % et 43 %). C’est dans la RMR de Montréal que l’on note la diminution la plus marquée de la mortalité prématurée. C’est d’ailleurs pour cette zone que l’on enregistrait le plus faible taux de mortalité prématurée parmi les quatre zones géographiques du Québec en 1989-1993. On remarque aussi une diminution plus prononcée dans certaines RSS proches des grands centres urbains telles que l’Estrie, Montréal, Laval et la Capitale-Nationale (Tableau 4).

Tableau 4/ Taux ajustés modélisés de mortalité prématurée (pour 100 000 personnes) et changement temporel (%) du taux (population totale, Q1 et Q5) entre 1989-1993 et 2009-2013, Québec, zones géographiques et régions sociosanitaires

Taux ajusté modélisé de mortalité prématurée (pour 100 000)

Changement temporel (%) du taux ajusté modélisé de mortalité prématurée entre 1989-1993 et 2009-2013

1989-1993

2009-2013

Population totale

Par quintiles de défavorisation

Plus favorisé (Q1)

Plus défavorisé (Q5)

Ensemble du Québec

411,8

254,8

-38,1%

-47,6%

-31,6%

Zones géographiques

RMR de Montréal

395,5

228,6

-42,2%

-44,3%

-41,1%

Autres RMR

401,9

243,2

-39,5%

-50,0%

-30,7%

Villes de taille moyenne

440,6

293,1

-33,5%

-43,6%

-30,1%

Petites villes et monde rural

464,5

289,9

-37,6%

-56,8%

-32,5%

Écart-type (hétérogénéité entre zones)

32,7

32,7

0,04

0,061

0,051

Régions sociosanitaires (RSS)

01 Bas-Saint-Laurent

432,0

274,8

-36,4%

-40,7%

-39,1%

02 Saguenay—Lac-Saint-Jean

447,7

279,0

-37,7%

-48,1%

-27,3%

03 Capitale-Nationale

435,5

249,4

-42,7%

-54,7%

-34,9%

04 Mauricie et Centre-du-Québec

464,5

289,9

-37,6%

-56,8%

-32,5%

05 Estrie

408,3

241,2

-40,9%

-43,5%

-30,6%

06 Montréal

433,4

251,6

-42,0%

-45,8%

-39,7%

07 Outaouais

402,9

308,2

-23,5%

-45,6%

-26,7%

08 Abitibi-Témiscamingue

407,1

332,6

-18,3%

-52,8%

10,2%

09 Côte-Nord

369,8

291,2

-21,3%

-30,3%

-0,1%

11 Gaspésie—Iles-de-la-Madeleine

466,4

334,5

-28,3%

-50,1%

-23,2%

12 Chaudière-Appalaches

388,1

237,7

-38,8%

-46,8%

-20,8%

13 Laval

359,9

206,2

-42,7%

-47,7%

-39,6%

14 Lanaudière

409,3

256,8

-37,2%

-33,2%

-35,7%

15 Laurentides

409,5

255,5

-37,6%

-50,3%

-36,0%

16 Montérégie

385,6

233,9

-39,3%

-45,8%

-34,6%

Écart-type (hétérogénéité entre RSS)

31,8

36,7

0,081

0,072

0,145

Source : SSISSQ, Institut national de santé publique du Québec (INSPQ), Rapport de l'onglet Plan national de surveillance (PNS-PMSM) produit par l'Infocentre de santé publique.

48Pour la période 2009-2013, l’ampleur de la mortalité prématurée varie entre les zones géographiques du Québec entre 228,6 et 293,1 ‰ (Tableau 4). Cette variabilité n’est pas le fruit du hasard. En effet, on détecte un gradient urbain-rural de la mortalité prématurée : elle augmente au fur et à mesure que l’on s’éloigne de la RMR de Montréal en direction des petites villes et du monde rural du Québec. Même si la mesure d’hétérogénéité entre les zones géographiques est identique pour les deux périodes étudiées (écart-type=32,7), le gradient urbain-rural est cependant légèrement moins prononcé pour la période 2009-2013 que pour la période 1989-1993 (Figure 3). L’hétérogénéité spatiale entre les différentes RSS du Québec a cependant augmenté entre 1989-1993 et 2009-2013. La mortalité prématurée varie entre 359,9 et 466,4 pour 100 000 personnes (écart-type=31,8) en 1989-1993, alors qu’en 2009-2013, elle varie de 206,2 à 334,54 (écart-type=36,7) (Tableau 4).

Figure 3. Taux ajustés modélisés de mortalité prématurée (pour 100 000 personnes) dans les zones géographiques du Québec, 1989-1993 et 2009-2013

Figure 3. Taux ajustés modélisés de mortalité prématurée (pour 100 000 personnes) dans les zones géographiques du Québec, 1989-1993 et 2009-2013

Source : SSISSQ, Institut national de santé publique du Québec (INSPQ), Rapport de l'onglet Plan national de surveillance (PNS-PMSM) produit par l'Infocentre de santé publique.

La mortalité prématurée selon la défavorisation

49La mortalité prématurée augmente avec la défavorisation (Figure 4), et ce, même si on observe une diminution de la mortalité prématurée entre les deux périodes pour chacun des quintiles de l’indice de défavorisation. Cette baisse n’a cependant pas évolué au même rythme dans tous les quintiles : elle a été plus importante dans le quintile le plus favorisé que dans le quintile le plus défavorisé pour l’ensemble du Québec (48 % vs 32 %). Cette observation se répète pour chaque zone géographique et toutes les RSS, à l’exception de la région de Lanaudière, où la réduction de la mortalité prématurée est de même ampleur dans les deux quintiles extrêmes. La diminution de la mortalité prématurée entre les RSS (mesurée par le taux de variation) est par ailleurs plus homogène dans le quintile le plus favorisé (écart-type= 0,07) que dans le quintile le plus défavorisé (écart-type=0,15) (Tableau 4).

Figure 4. Taux ajustés modélisés de mortalité prématurée (pour 100 000 personnes) selon les quintiles de défavorisation matérielle et sociale, Québec, 1989-1993 et 2009-2013

Figure 4. Taux ajustés modélisés de mortalité prématurée (pour 100 000 personnes) selon les quintiles de défavorisation matérielle et sociale, Québec, 1989-1993 et 2009-2013

Source : SSISSQ, Institut national de santé publique du Québec (INSPQ), Rapport de l'onglet Plan national de surveillance (PNS-PMSM) produit par l'Infocentre de santé publique.

Évolution des inégalités de mortalité prématurée au Québec

50Au Québec, la différence absolue de décès prématurés entre le quintile le plus défavorisé et le plus favorisé est la même pour les deux périodes étudiées (173 décès pour 100 000 personnes), mais le ratio a augmenté (de 1,50 à 1,96 ; p≤0,05). La mortalité prématurée se concentre davantage dans les quintiles défavorisés pour les deux périodes étudiées. L’ampleur de l’inégalité mesurée par l’indice de concentration a aussi augmentée (p≤0,05) passant de -0,0851 à -0,1310. La FAP a presque doublé passant de 15,5 % à 29,3 % (p≤0,05) entre 1989-1993 et 2009-2013 et on estime, à partir du NCA, que 5 892 décès prématurés auraient pu être évités en moyenne annuellement entre 2009 et 2013 si tous les Québécois avaient eu le taux de mortalité prématurée du quintile le plus favorisé (Tableau 5). Ce nombre était de 3 683 décès prématurés pour la période 1989-1993.

Tableau 5. Inégalités de mortalité prématurée et leur évolution temporelle selon diverses mesures, Québec, 1989-1993 à 2009-2013

1989-1993

2009-2013

Évolution temporelle

Différence

172,7

173,3

=

Ratio

1,50

1,96

(+)

Indice de concentration

-0,0851

-0,1310

(+)

FAP

15,5

29,3

(+)

NCA

3 683

5 892

(+)

Notes :
(+) : augmentation statistiquement significative entre 1989-1993 et 2009-2013 (p≤0,05).
(-) : diminution statistiquement significative entre 1989-1993 et 2009-2013 (p≤0,05).
= : aucun changement statistiquement significatif entre 1989-1993 et 2009-2013 (p>0,05).

Source : SSISSQ, Institut national de santé publique du Québec (INSPQ), Rapport de l'onglet Plan national de surveillance (PNS-PMSM) produit par l'Infocentre de santé publique.

Variation spatiale et tendance temporelle des inégalités de mortalité prématurée selon les zones géographiques

51Ce portrait des inégalités tracé pour l’ensemble du Québec masque cependant des différences importantes entre les zones géographiques et ce lors des deux périodes étudiées. En 1989-1993, les inégalités de mortalité prématurée révèlent un gradient spatial clair : elles sont plus élevées dans la RMR de Montréal et moins importantes dans les petites villes et le monde rural, et ce peu importe la mesure d’inégalité étudiée. En 2009-2013, les inégalités de mortalité prématurée ne montre plus de gradient spatial. Cependant, on observe une importante diminution de l’hétérogénéité entre les zones pour chacune des mesures d’inégalité (Tableau 6). Ainsi, les zones sont devenues plus similaires en ce qui concerne les inégalités de mortalité prématurée. En somme, en 1989-1993, la RMR de Montréal affichait les mesures d’inégalité les plus élevées de toutes les zones et les régions rurales les plus basses, alors que, pour 2009-2013, c’est la zone « Autres RMR » qui se démarque avec les inégalités les plus prononcées.

Tableau 6. Inégalités de mortalité prématurée et leur évolution temporelle selon diverses mesures, zones géographiques du Québec, 1989-1993 à 2009-2013

1989-1993

2009-2013

Évolution temporelle

RMR de Montréal

Différence

243,5

152,7

(-)

Ratio

1,84

1,95

=

Indice de concentration

-0,1267

-0,1298

=

FAP

27,7

30,0

=

NCA

2 984

2 565

=

Autres RMR

Différence

221,9

219,0

=

Ratio

1,66

2,30

(+)

Indice de concentration

-0,1040

-0,1650

(+)

FAP

16,9

28,8

(+)

NCA

723

1 137

(+)

Villes de taille moyenne

Différence

155,3

161,9

=

Ratio

1,39

1,73

(+)

Indice de concentration

-0,0688

-0,1076

(+)

FAP

10,6

22,8

(+)

NCA

536

1 030

(+)

Petites villes et monde rural

Différence

101,2

183,3

(+)

Ratio

1,21

1,90

(+)

Indice de concentration

-0,0485

-0,1261

(+)

FAP

-7,1

28,6

(+)

NCA

-124

418

(+)

Écart-type (hétérogénéité entre zones)

Différence

64,8

29,5

Ratio

0,28

0,24

Indice de concentration

0,0350

0,0240

FAP

14,6

3,2

NCA

1 352

909

Notes :
(+) : augmentation statistiquement significative entre 1989-1993 et 2009-2013 (p≤0,05).
(-) : diminution statistiquement significative entre 1989-1993 et 2009-2013 (p≤0,05).
= : aucun changement significatif entre 1989-1993 et 2009-2013 (p>0,05).

Source : SSISSQ, Institut national de santé publique du Québec (INSPQ), Rapport de l'onglet Plan national de surveillance (PNS-PMSM) produit par l'Infocentre de santé publique.

52L’évolution temporelle des inégalités de mortalité prématurée entre 1989-1993 et 2009-2013 varie également entre les zones géographiques. De façon générale, on observe une stabilité de la différence absolue et une augmentation des autres mesures, soit le ratio, l’indice de concentration, la FAP et du NCA. La RMR de Montréal se distingue cependant des autres zones géographiques avec une réduction des inégalités absolues de mortalité prématurée et une stabilité des inégalités mesurées par le ratio, l’indice de concentration, la FAP et le NCA entre 1989-1993 et 2009-2013, alors qu’elle a augmenté partout ailleurs, particulièrement dans les petites villes et le monde rural (Tableau 6).

Variation spatiale et tendance temporelle des inégalités de mortalité prématurée selon les régions sociosanitaires

53À l’échelle des RSS, on observe également des différences importantes quant aux inégalités de mortalité prématurée. L’ampleur des inégalités de mortalité prématurée varie aussi selon la mesure d’inégalité utilisée. L’écart absolu de mortalité prématurée se situe entre -42,5 et 300,9 ‰ (écart-type=91,7) en 1989-1993 et entre 103,2 et 241,3 ‰ (écart-type=45,8) en 2009-2013. Le ratio varie également entre les deux périodes, mais la mesure d’hétérogénéité reste stable (écart-type=0,3). En 2009-2013, les écarts absolus et relatifs les plus importants sont observés en Outaouais, Abitibi-Témiscamingue et la Côte-Nord, alors que ces écarts sont moins importants dans le Bas-Saint-Laurent, en Gaspésie-Îles-de-la Madeleine et en Lanaudière (Tableau 7).

Tableau 7. Inégalités de mortalité prématurée et leur évolution temporelle selon diverses mesures, régions sociosanitaires du Québec, 1989-1993 à 2009-2013

1989-1993

2009-2013

Évolution temporelle

Différence

Québec

172,7

173,3

=

01 Bas-Saint-Laurent

165,8

107,1

=

02 Saguenay—Lac-Saint-Jean

87,4

152,8

=

03 Capitale-Nationale

204,2

207,1

=

04 Mauricie et Centre-du-Québec

101,2

183,3

(+)

05 Estrie

216,1

188,8

=

06 Montréal

300,9

199,9

(-)

07 Outaouais

244,1

241,3

=

08 Abitibi-Témiscamingue

-24,7

238,3

(+)

09 Côte-Nord

126,6

215,4

=

11 Gaspésie—Iles-de-la-Madeleine

-42,5

120,7

(+)

12 Chaudière-Appalaches

97,9

161,7

(+)

13 Laval

148,0

114,2

=

14 Lanaudière

172,0

103,2

(-)

15 Laurentides

157,8

154,8

=

16 Montérégie

190,9

157,9

=

Écart-type (hétérogénéité entre RSS)

91,7

45,8

Ratio

Québec

1,5

2,0

(+)

01 Bas-Saint-Laurent

1,4

1,5

=

02 Saguenay—Lac-Saint-Jean

1,2

1,7

(+)

03 Capitale-Nationale

1,5

2,2

(+)

04 Mauricie et Centre-du-Québec

1,2

1,9

(+)

05 Estrie

1,7

2,1

(+)

06 Montréal

2,0

2,2

=

07 Outaouais

1,7

2,3

(+)

08 Abitibi-Témiscamingue

0,9

2,2

(+)

09 Côte-Nord

1,4

2,1

(+)

11 Gaspésie—Iles-de-la-Madeleine

0,9

1,4

(+)

12 Chaudière-Appalaches

1,3

1,9

(+)

13 Laval

1,5

1,7

=

14 Lanaudière

1,6

1,5

=

15 Laurentides

1,4

1,8

(+)

16 Montérégie

1,6

2,0

(+)

Écart-type (hétérogénéité entre RSS)

0,29

0,29

Indice de concentration

Québec

-0,0851

-0,1310

(+)

01 Bas-Saint-Laurent

-0,0813

-0,0796

=

02 Saguenay—Lac-Saint-Jean

-0,0336

-0,0974

(+)

03 Capitale-Nationale

-0,1049

-0,1631

(+)

04 Mauricie et Centre-du-Québec

-0,0485

-0,1261

(+)

05 Estrie

-0,0969

-0,1484

(+)

06 Montréal

-0,1362

-0,1526

(+)

07 Outaouais

-0,1226

-0,1842

(+)

08 Abitibi-Témiscamingue

-0,0274

-0,1301

(+)

09 Côte-Nord

-0,0755

-0,1433

(+)

11 Gaspésie—Iles-de-la-Madeleine

-0,0070

-0,0615

(+)

12 Chaudière-Appalaches

-0,0644

-0,1135

(+)

13 Laval

-0,0810

-0,1055

=

14 Lanaudière

-0,0694

-0,0855

=

15 Laurentides

-0,0672

-0,1148

(+)

16 Montérégie

-0,0975

-0,1282

(+)

Écart-type (hétérogénéité entre RSS)

0,0353

0,0333

Fraction attribuable dans la population

Québec

15,5

29,3

(+)

01 Bas-Saint-Laurent

12,1

17,6

=

02 Saguenay—Lac-Saint-Jean

3,2

18,5

(+)

03 Capitale-Nationale

9,1

29,4

(+)

04 Mauricie et Centre-du-Québec

-7,1

28,6

(+)

05 Estrie

25,2

29,3

=

06 Montréal

31,4

35,2

(+)

07 Outaouais

19,6

40,4

(+)

08 Abitibi-Témiscamingue

-6,6

38,3

(+)

09 Côte-Nord

20,2

26,5

=

11 Gaspésie—Iles-de-la-Madeleine

-24,0

15,5

(+)

12 Chaudière-Appalaches

16,2

25,5

(+)

13 Laval

14,9

22,7

=

14 Lanaudière

29,1

25,6

=

15 Laurentides

5,7

27,2

(+)

16 Montérégie

23,6

28,4

(+)

Écart-type (hétérogénéité entre RSS)

15,3

7,1

Nombre de cas attribuable dans la population

Québec

3 683

5 892

01 Bas-Saint-Laurent

87

101

02 Saguenay—Lac-Saint-Jean

.

151

03 Capitale-Nationale

192

512

04 Mauricie et Centre-du-Québec

-124

418

05 Estrie

225

225

06 Montréal

2 218

1 505

07 Outaouais

185

453

08 Abitibi-Témiscamingue

.

186

09 Côte-Nord

60

80

11 Gaspésie—Iles-de-la-Madeleine

-90

52

12 Chaudière-Appalaches

186

262

13 Laval

140

181

14 Lanaudière

310

332

15 Laurentides

.

409

16 Montérégie

870

1 014

Écart-type (hétérogénéité entre RSS)

637

391

Notes :
(+) : augmentation statistiquement significative entre 1989-1993 et 2009-2013 (p≤0,05).
(-) : diminution statistiquement significative entre 1989-1993 et 2009-2013 (p≤0,05).
= : aucun changement significatif entre 1989-1993 et 2009-2013 (p>0,05).

Source : SSISSQ, Institut national de santé publique du Québec (INSPQ), Rapport de l'onglet Plan national de surveillance (PNS-PMSM) produit par l'Infocentre de santé publique.

54L’ampleur des inégalités selon les mesures complexes varie également selon la RSS étudiée. Malgré leurs différences fondamentales, l’indice de concentration et la FAP montrent des tendances géographiques similaires quant aux inégalités de mortalité prématurée. En effet, on note pour ces deux mesures que les régions de Montréal et de l’Outaouais se distinguent par des inégalités plus importantes. À l’inverse, les régions du Bas-Saint-Laurent et de la Gaspésie-Îles-de-la Madeleine révèlent les inégalités les moins importantes pour ces deux mesures. C’est dans la RSS de Montréal que le plus grand nombre de décès (1 505) auraient été épargnés en moyenne annuellement, entre 2009 et 2013, en raison de la taille de sa population mais aussi étant donné l’ampleur de la FAP qui est au-delà de 35 % (Tableau 7). L’hétérogénéité entre les RSS de ces différentes mesures diminue dans le temps ou reste stable.

  • 2 En annexe, un tableau de correspondance entre les noms des régions sociosanitaires du Québec et les (...)

55Généralement, les tendances temporelles sont similaires entre les cinq mesures. Toutefois, dans certaines RSS, elles divergent. Ceci est particulièrement visible dans la RSS de Montréal : la différence diminue, le ratio ne change pas, mais l’IC, la FAP et le NCA indiquent une augmentation de l’inégalité de mortalité prématurée. L’évolution des différentes mesures d’inégalités de mortalité prématurée entre 1989-1993 et 2009-2013 est capté dans les cartes suivantes. L’inégalité absolue a seulement diminué (p≤0,05) dans deux régions urbaines, Montréal et Lanaudière (CARTE 12). Aucune région ne montre une diminution du ratio (CARTE 2). L’indice de concentration a également progressé (p≤0,05) dans la majorité des RSS du Québec (CARTE 3), tout comme la fraction attribuable dans la population (Tableau 7) (CARTE 4).

Discussion

56La mortalité prématurée est en diminution au Québec depuis deux décennies et ce, à toutes les échelles géographiques – provinciale, zone géographique et RSS. La vitesse de cette baisse est cependant variable selon les groupes sociaux et le territoire étudié. La mortalité prématurée est d’ailleurs plus élevée dans les quintiles les plus défavorisés, dans les petites villes et le monde rural et moins importante dans les quintiles les plus favorisés et les milieux urbains. Il en résulte des inégalités sociales de santé importantes.

57Les différentes mesures d’inégalité présentées dans cet article montrent que les inégalités sociales de mortalité prématurée persistent ou s’aggravent au Québec, dans les zones géographiques et dans les RSS depuis le début des années 1990. En outre, dans certaines RSS, les tendances temporelles divergent selon les mesures d’inégalité considérées. Plus précisément, les inégalités se sont maintenues en termes absolus et ont augmenté en termes relatifs dans le temps. L’ampleur de ces inégalités varie également en fonction du territoire observé : les inégalités de mortalité prématurée sont moins élevées dans les petites villes et les milieux ruraux du Québec que dans les milieux urbanisés. Alors que cette tendance existe toujours en 2009-2013, il est intéressant de noter que l’uniformité des différentes mesures observée pendant la période 1989-1993 s’effrite en 2009-2013. En effet, aucune zone géographique n’occupe le même rang d’inégalité de mortalité prématurée pour chacune des cinq mesures.

58Le portrait sociodémographique divergeant de la région de Montréal, la métropole de la province du Québec, pourrait expliquer les tendances distinctes en termes d’inégalités de mortalité prématurée pour cette région. La région de Montréal est un milieu très urbain et dynamique, qui reçoit des fortes proportions d’immigrants internationaux et interprovinciaux. Il est connu que les échanges migratoires pourraient ajouter à la diversité et à la vitalité des populations et réduire leur mortalité en particulier [Lo et al., 2018]. Pour cette région, les tendances des inégalités de mortalité prématurée sont en apparence plus encourageantes que celles observées dans le reste de la province étant donné la réduction de la différence et la stabilité du ratio entre 1989-1993 et 2009-2013 (Tableaux 6 et 7). La stabilité du ratio semble s’expliquer par une diminution de la mortalité prématurée dans le groupe le plus défavorisé proportionnellement semblable à celle observée dans le groupe le plus favorisé (Tableau 4). Cependant, l’augmentation de l’indice de concentration, de la FAP et du NCA suggère une hausse des inégalités lorsque l’on considère tous les groupes de la population (Tableau 7).

59La région de Montréal exerce par ailleurs une influence importante sur le portrait des inégalités dressé pour l’ensemble du Québec, étant donné son poids démographique : plus de la moitié de la population habite dans la RMR de Montréal. La stabilité de la différence à l’échelle de la province est influencée par la diminution observée à Montréal et équilibrée par les augmentations observées dans les autres zones géographiques ou RSS. Si Montréal était exclue des analyses, le portrait des inégalités sociales de mortalité prématurée au Québec deviendrait beaucoup plus pessimiste.

60Tel qu’exposé dans cet article, la distribution spatiale de la mortalité prématurée et des inégalités sociales de mortalité prématurée est importante à considérer. Des réalités distinctes sont vécues par les populations vivant dans différents milieux. Les interventions en matière de réduction des inégalités sociales de santé doivent être adaptées à chaque milieu de vie [Martinez et al., 2004]. En effet, le contexte socioéconomique des milieux urbains et ruraux diverge en termes de conditions d’emploi, de revenu et de scolarité : il est généralement plus favorable en milieu urbain [Gilthorpe, Wilson, 2003 ; Haynes, Gale, 2000; Martin et al., 2000]. Certains attributs, comme la diversité et la qualité de l’alimentation ou la proximité des services de santé, déclinent lorsque l’on s’éloigne des centres urbains vers les milieux plus ruraux. La dynamique familiale diffère aussi entre ces milieux, cette fois-ci à l’avantage du milieu rural : les familles monoparentales et les personnes vivant seules sont davantage présentes en milieu urbain [Martinez et al., 2004].

61Chacune des mesures d’inégalité présentées dans cet article apporte un regard spécifique sur les inégalités. La majorité de la littérature sur le sujet souligne que les mesures absolues et relatives sont complémentaires et qu’elles sont toutes les deux nécessaires à l’étude des inégalités sociales de santé [Braveman, 2006 ; Keppel et al., 2005 ; King et al., 2012 ; Regidor et al., 2014]. C’est cette perspective qui a été adoptée dans le SSISSQ, soit le calcul et la présentation des tendances temporelles et spatiales de ces deux types de mesures pour tous les indicateurs de santé et de bien-être.

62Afin de contextualiser l’ampleur et la direction des inégalités observées, il est important de considérer le taux global de mortalité prématurée. Cette mesure globale exerce une influence importante sur les mesures d’inégalités. Les tendances temporelles des mesures d’inégalité sont sensibles au comportement de la mesure globale, particulièrement le ratio [Low, Low, 2006 ; Victora et al., 2000]. En effet, lorsque l’ampleur d’une mesure de santé diminue, le ratio a tendance à augmenter [Houweling et al., 2007 ; Keppel et al., 2005]. La différence et le NCA représentent des mesures concrètes de l’impact ou du fardeau de la défavorisation sur la mortalité prématurée dans la population en termes de nombre de décès prématurés excédentaires. Elles s’expriment en unités de mesure concrètes et sont généralement plus accessibles et interprétables par les décideurs et le public [Lynch et al., 2006 ; Messer, 2008]. Le ratio mesure la force de l’association entre la mortalité prématurée et la défavorisation. Il illustre l’inégalité en termes relatifs et indique l’ampleur de la défavorisation du quintile le plus défavorisé par rapport au quintile le plus favorisé. L’indice de concentration estime l’inégalité entre tous les quintiles de défavorisation dans une perspective de redistribution. Il reflète la distribution inégale du capital économique et social dans l’ensemble de la population. La FAP et le NCA estiment l’inégalité de l’ensemble de la population dans une perspective de nivèlement vers le haut. Ces mesures représentent la limite maximale et hypothétique de réduction de la mortalité prématurée possible si toute la population profitait du taux de mortalité observé dans le quintile le plus favorisé. Ces mesures sont très parlantes pour les décideurs, car elles permettent une estimation du fardeau total de la défavorisation sur la mortalité prématurée dans l’ensemble de la population contrairement à la différence qui ne compare que les deux groupes extrêmes.

63Dans cette étude, l’utilisation de mesures d’inégalité complexes et la considération de la diminution globale de la mortalité prématurée dans l’analyse des données à l’échelle du Québec ont permis de confirmer les tendances tirées à partir d’une mesure simple, le ratio, qui indique une augmentation des inégalités de mortalité prématurée. En effet, l’augmentation du ratio n’est pas seulement un phénomène mathématique poussée par la diminution du taux de mortalité prématurée [Houweling et al., 2007 ; Keppel et al., 2005], puisque l’augmentation de l’inégalité est également confirmée par d’autres mesures telles que l’indice de concentration et la FAP. La stabilité de la différence dans le contexte d’une diminution globale de la mortalité prématurée au cours des dernières années pousse par ailleurs à conclure que le portrait des inégalités sociales de mortalité prématurée au Québec ne s’améliore pas. L’utilisation de mesures complémentaires a permis de tirer des constats sur les inégalités sociales de mortalité prématurée selon différentes perspectives (ex. nombre de décès prématurés attribuables à la défavorisation, nombre de décès excédentaires, etc.). Ainsi, dans une perspective de surveillance continue de l’état de santé des populations, le suivi des inégalités sociales par différentes mesures d’inégalité complémentaires est tout à fait indiqué pour mobiliser le secteur de la santé et ses partenaires afin d’orienter l’élaboration de politiques publiques en matière de réduction des inégalités sociales de santé.

64Le choix d’une mesure d’inégalité spécifique pourrait avoir un impact sur l’élaboration de ces politiques publiques. Par exemple, les résultats relatifs à l’indice de concentration révèlent qu’on n’est pas tous égaux face à la mort : il y a une concentration plus élevée de décès prématurés chez les plus défavorisés. Ces résultats confirment qu’une politique ou intervention proposant une distribution plus égale de la richesse aurait un impact positif sur la mortalité prématurée. La FAP et le NCA permettent quant à eux d’estimer la réduction de décès prématurés dont la population bénéficierait dans une perspective de nivèlement vers le haut, c'est-à-dire si les politiques publiques s’efforçaient à diminuer le risque de mortalité prématurée des groupes les plus défavorisés pour le rendre similaire à celui du groupe le plus favorisé qui servirait comme groupe de référence pour la population. Il est donc primordial de prendre en compte différentes mesures d’inégalité et leurs tendances observées. Par exemple, le seul examen de la différence entre les groupes défavorisés et favorisés sans lien avec la tendance globale de la mortalité prématurée et les autres mesures d’inégalité aurait donné lieu à une conclusion biaisée ou incomplète concernant l’évolution des inégalités de mortalité prématurée. Ensemble, les mesures du SSISSQ offrent des éléments pour un portrait nuancé des inégalités sociales de santé et proposent des pistes pour l’action ou l’intervention pour réduire les inégalités de mortalité prématurée.

65Dans un contexte d’équité, ce portrait des inégalités de mortalité prématurée dressé pour le Québec n’est cependant pas rassurant. En effet, la mortalité prématurée n’a pas diminué au même rythme dans tous les groupes de la population. L’augmentation du ratio observée est attribuable, du moins en partie, à la diminution plus rapide de la mortalité prématurée dans le quintile le plus favorisé. Ces résultats fournissent une possible piste d’intervention pour atteindre l’équité en termes de mortalité prématurée : il faudrait déployer des efforts plus ciblés et adaptés pour diminuer la mortalité prématurée chez les groupes de population les plus défavorisés [Low, Low, 2006].

Les limites

66Cette étude comporte certaines limites. Tout d’abord, précisons que l’indice de défavorisation ne constitue pas une mesure individuelle du statut socioéconomique propre à la personne décédée ou à sa famille, mais plutôt des conditions rencontrées dans son voisinage. Les inégalités sociales de mortalité prématurée pourraient être sous-estimées [Pampalon et al., 2009]. Par ailleurs, rappelons que l’indice de défavorisation ne peut pas être attribué à toute la population ou à tous les décès pour certains territoires où il y a de fortes proportions de ménages collectifs, ceux situés dans une réserve indienne, ou pour lesquels la population est peu nombreuse. Ceci a également pour impact de sous-estimer l’ampleur des inégalités.

67Les différences observées quant aux inégalités de mortalité prématurée entre les différents territoires pourraient être attribuables à des causes de mortalité différentes [Kulhánová et al., 2014]. Cependant, les précédentes analyses sur les inégalités sociales de mortalité prématurée au Québec [Pampalon et al., 2008] ne détectaient pas de différences importantes entre les régions en ce qui concerne les inégalités de mortalité prématurée selon la cause de mortalité. Des estimations à petite échelle seraient nécessaires pour comprendre plus précisément les disparités de mortalité prématurée entre les RSS selon la cause.

68Il faut également rappeler que l’augmentation des inégalités observée quant à la FAP entre les deux périodes étudiées pourrait être attribuable à des changements dans les distributions des variables d’ajustement, et pas uniquement à l’indice de défavorisation. Les comparaisons temporelles de la FAP et du NCA s’interprètent comme des mesures de santé brutes ou non-ajustées. Par ailleurs, le NCA est assujetti à la taille de la population étudiée.

69Enfin, les données de mortalité présentées dans cet article sont associées au lieu de résidence au moment du décès, un lieu qui peut différer de celui où la personne décédée aurait vécu tout au long de sa vie. Puisque la mobilité résidentielle est un phénomène fort répandu au Québec [St-Amour, 2014] et que des travaux suggèrent que cette mobilité pourrait modifier le profil de mortalité de certaines populations [Pampalon et al., 2011], il faudrait donc en tenir compte dans les analyses ultérieures.

Conclusion

70La mortalité prématurée est en diminution au Québec depuis deux décennies et ce, à toutes les échelles géographiques – provinciale, zone géographique et RSS. La vitesse de cette baisse est cependant variable selon les groupes sociaux et le territoire étudié. La mortalité prématurée est par ailleurs plus élevée dans les quintiles les plus défavorisés, dans les petites villes et le monde rural et à l’inverse, moins importante dans les quintiles plus favorisés et les milieux urbains. On note également une augmentation des inégalités sociales de mortalité au Québec entre 1989-1993 et 2009-2013. Seule la région de Montréal se distingue des autres territoires du Québec avec une diminution des inégalités sociales de mortalité prématurée, une tendance plutôt encourageante.

71Cette étude a démontré qu’il est possible de dresser un portrait plus complet et nuancé des inégalités de mortalité prématurée au Québec à partir de plusieurs mesures d’inégalités complémentaires. Ces mesures peuvent cependant révéler des tendances temporelles ou spatiales divergentes. De ce fait, elle illustre le risque de tirer des conclusions scientifiques et/ou politiques erronées ou incomplètes quand on limite l’analyse des données à une seule mesure d’inégalité. Par l’utilisation et l’interprétation des cinq mesures d’inégalité proposées par le SSISSQ, nous espérons faire avancer les connaissances sur les inégalités de mortalité prématurée en utilisant le Québec comme exemple.

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Annexe

Tableau de correspondance entre les numéros et les noms des régions sociosanitaires (RSS) du Québec

Numéro de la RSS

Nom de la RSS

01

Bas-Saint-Laurent

02

Saguenay—Lac-Saint-Jean

03

Capitale-Nationale

04

Mauricie et Centre-du-Québec

05

Estrie

06

Montréal

07

Outaouais

08

Abitibi-Témiscamingue

09

Côte-Nord

10

Nord-du-Québec

11

Gaspésie—Îles-de-la-Madeleine

12

Chaudière-Appalaches

13

Laval

14

Lanaudière

15

Laurentides

16

Montérégie

17

Nunavik

18

Terres-Cries-de-la-Baie-James

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Notes

1 Il s’agit du secteur de dénombrement (SD) pour le recensement de 1991 et de l’aire de diffusion (AD) pour le recensement de 2011 (Statistique Canada, 2012) qui compte en moyenne entre 400 et 700 personnes. Pour certaines unités géographiques il n’est pas possible de calculer un indice de défavorisation. C’est le cas des unités comprenant de fortes proportions de ménages collectifs, celles situées dans une réserve indienne, ou pour lesquelles la population est peu nombreuse (moins de 50 personnes). Toutefois, d’un recensement à l’autre, entre 96 % et 98 % des résidents québécois reçoivent un indice.

2 En annexe, un tableau de correspondance entre les noms des régions sociosanitaires du Québec et les numéros figurant sur les cartes permet de localiser ces régions.

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Table des illustrations

Titre Figure 1. Définition des quintiles de défavorisation et leur population en 2011, Québec
Crédits Source : Statistique Canada, recensements canadiens de 1991 et 2011. Compilations du Bureau d'information et d'études en santé des populations (BIESP), Institut national de santé publique du Québec (INSPQ).
URL http://journals.openedition.org/eps/docannexe/image/7346/img-1.png
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Titre Figure 2. Distribution de la population dans les quintiles nationaux de défavorisation, Québec et zone géographique, 2011
Crédits Source : Statistique Canada, recensements canadiens de 1991 et 2011. Compilations du Bureau d'information et d'études en santé des populations (BIESP), Institut national de santé publique du Québec (INSPQ).
URL http://journals.openedition.org/eps/docannexe/image/7346/img-2.png
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Titre (1)
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Titre (2)
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Titre (3)
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Titre (4)
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Titre (5)
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Titre (6)
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Titre Figure 3. Taux ajustés modélisés de mortalité prématurée (pour 100 000 personnes) dans les zones géographiques du Québec, 1989-1993 et 2009-2013
Crédits Source : SSISSQ, Institut national de santé publique du Québec (INSPQ), Rapport de l'onglet Plan national de surveillance (PNS-PMSM) produit par l'Infocentre de santé publique.
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Titre Figure 4. Taux ajustés modélisés de mortalité prématurée (pour 100 000 personnes) selon les quintiles de défavorisation matérielle et sociale, Québec, 1989-1993 et 2009-2013
Crédits Source : SSISSQ, Institut national de santé publique du Québec (INSPQ), Rapport de l'onglet Plan national de surveillance (PNS-PMSM) produit par l'Infocentre de santé publique.
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Pour citer cet article

Référence électronique

Carolyne Alix, Christine Blaser et Ernest Lo, « Les inégalités sociales de mortalité prématurée au Québec et dans ses régions : différentes mesures, différentes perspectives », Espace populations sociétés [En ligne], 2018/1-2 | 2018, mis en ligne le 22 juin 2018, consulté le 18 novembre 2018. URL : http://journals.openedition.org/eps/7346 ; DOI : 10.4000/eps.7346

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Auteurs

Carolyne Alix

Bureau d’information et d’études en santé des populations, Institut national de santé publique du Québec 190 Boulevard Crémazie Est, Montréal, Québec, Canada, H2P 1E2 carolyne.alix@inspq.qc.ca

Christine Blaser

Bureau d’information et d’études en santé des populations, Institut national de santé publique du Québec 190 Boulevard Crémazie Est, Montréal, Québec, Canada, H2P 1E christine.blaser@inspq.qc.ca

Ernest Lo

Bureau d’information et d’études en santé des populations, Institut national de santé publique du Québec 190 Boulevard Crémazie Est, Montréal, Québec, Canada, H2P 1E2 ernest.lo@inspq.qc.ca

Département d’épidémiologie, de biostatistique et de santé au travail, Université McGill Purvis Hall 1020 Pine Ave. West, Montréal, Québec, Canada H3A 1A2 ernest.lo@mail.mcgill.ca

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Espace Populations Sociétés est mis à disposition selon les termes de la licence Creative Commons Attribution - Pas d'Utilisation Commerciale - Pas de Modification 4.0 International.

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