Navigation – Plan du site

Vieillissement et perte d’autonomie aux Antilles et à La Réunion : des situations en outremer contrastées

Ageing and autonomy loss in the West Indies and Reunion Island: contrasting situations in the French overseas departments
Maude Crouzet

Résumés

Les départements d’outre-mer français (DOM), en particulier la Guadeloupe, la Martinique et La Réunion, connaissent un vieillissement accéléré de leur population, dans un contexte de dépendance économique, de réduction de la taille des familles et d’éloignement géographique de celles-ci, et de déficit de structures de prise en charge des personnes âgées. Ce contexte rend les DOM particulièrement vulnérables quant au risque d’incapacité aux grands âges. Cet article vise à montrer que les inégalités de mortalité déjà connues entre les trois départements sont doublées d’inégalités de santé. Après avoir présenté les résultats inédits de calculs d’espérance de vie sans incapacité pour chaque département, nous étudierons les facteurs individuels (professionnels, migratoires, familiaux) influant sur le risque d’incapacité. Ceux-ci ne permettent pas d’expliquer à eux seuls les inégalités territoriales de santé, les écarts de prévalence de l’incapacité d’un département à l’autre persistant après contrôle des variables individuelles. L’étude des facteurs individuels met aussi en évidence des situations qui semblent propres aux DOM : un emploi dans la fonction publique protège de l’incapacité ceux qui ont occupé les positions les moins qualifiées, et ne pas avoir eu d’enfant est un avantage pour les femmes, mais un désavantage pour les hommes.

Haut de page

Texte intégral

Introduction

  • 1 On s’intéressera dans cet article uniquement à trois des cinq départements d’outre-mer : la Guadelo (...)

1S’ils comptent encore aujourd’hui parmi les départements les plus jeunes de France, les départements d’outre-mer (DOM)1, en particulier la Guadeloupe, la Martinique et La Réunion, sont depuis les dernières décennies concernés par un vieillissement très rapide de leur population. En effet, la part des 65 ans et plus a été multipliée par 1,5 dans chacun de ces départements entre 1999 et 2014, et selon les dernières projections de l’Insee, cette part sera encore multipliée par 1,5 à La Réunion et presque par 2 en Guadeloupe et en Martinique d’ici à 2030. Les 65 ans et plus représenteront alors environ 30 % de la population antillaise et 15 % de la population réunionnaise, et les deux départements des Antilles seront les départements les plus vieux de France [Breton et al., 2009].

2Au-delà de la rapidité du phénomène, le vieillissement de la population antillaise et réunionnaise a lieu dans un contexte très différent de celui de la France métropolitaine. La population de ces départements se différentie entre autres par une très forte dépendance économique vis-à-vis de la Métropole, et leurs structures sociodémographiques sont façonnées par les mouvements migratoires, à destination principalement de la Métropole. La question de la santé des personnes âgées, et notamment l’organisation de la prise en charge des personnes en situation d’incapacité, y est devenu un enjeu majeur de santé publique. La dépendance et les facteurs exposant à un risque plus fort de connaître une telle situation ont déjà été largement étudiés dans les pays à faible mortalité. Il ressort de la littérature existante que le niveau d’instruction, le revenu, et la situation socioprofessionnelle restent les principaux facteurs d’inégalités de santé aux grands âges. Les personnes les moins aisées socialement et économiquement sont en effet plus exposées aux pathologies invalidantes du fait de leurs conditions de vie, de travail et de leurs comportements moins favorables au maintien en bonne santé [Diderichsen et al., 2012 ; Leclerc et al., 2011].

3Les situations ne sont pas homogènes dans les trois départements, particulièrement au regard de la mortalité : selon les chiffres de l’Insee, en 2015, à 60 ans les hommes réunionnais pouvaient espérer vivre encore 21,8 ans, contre 23,5 ans pour les Guadeloupéens et 24,1 ans pour les Martiniquais. L’écart est moindre chez les femmes, pour qui l’espérance de vie à 60 ans a augmenté plus rapidement à La Réunion qu’aux Antilles (gains de 3 ans entre 1999 et 2015 contre seulement 2,3 ans en Guadeloupe et Martinique). Les Antillaises continuent cependant à bénéficier d’une espérance de vie à 60 ans plus longue : 27,4 ans en Guadeloupe comme en Martinique contre 26,3 ans à La Réunion en 2015.

4L’enjeu de cet article est dans un premier temps de montrer que les inégalités territoriales de mortalité entre les DOM déjà identifiées se doublent d’inégalités de santé. Cela passera par le calcul d’espérances de vie sans incapacité. Dans un second temps, il s’agira de déterminer les facteurs individuels à l’origine des écarts entre départements. Nous utiliserons pour cela les données de l’enquête Ined-Insee Migrations, Famille et Vieillissement (MFV) de 2009-2010.

Contexte et enjeux du vieillissement aux Antilles et à La Réunion

Des structures démographiques en pleine mutation

5Depuis le début des années 1960, les Antilles et La Réunion ont connu d’importantes transformations de leurs structures sociodémographiques, entrainant un vieillissement rapide de leur population, dans un contexte très différent du reste de la France. La transition démographique y a été en effet particulièrement rapide. En 20 ans, entre 1965 et 1986, l’espérance de vie à la naissance a progressé d’environ 10 ans pour les deux sexes dans les trois départements [Catteau & Bazély, 2004]. Quant à la fécondité, sa chute a également été spectaculaire, surtout dans les deux départements antillais : de 5 ou 6 enfants par femme au début des années 1960, l’indice conjoncturel de fécondité (ICF) est arrivé aujourd’hui au niveau du seuil de renouvellement des générations (2,1 enfants par femme) en Guadeloupe, voire est passé très légèrement en dessous (1,9) en Martinique. La transition démographique est donc totalement achevée dans ces deux départements. C’est un peu moins le cas à La Réunion qui connait encore une résistance à la réduction de la fécondité avec un ICF s’élevant à 2,5 enfants par femme [Marie & Breton, 2015]. Néanmoins la baisse de la fécondité enregistrée sur les 50 dernières années reste conséquente, et même si La Réunion demeure un territoire moins vieillissant que les Antilles grâce à sa fécondité encore relativement élevée, le processus de vieillissement y est bien enclenché également : le nombre de personnes âgées de 65 ans et plus est passé de 46 000 en 1999 à 83 000 en 2014, soit une augmentation de 80 %.

6L’évolution des pyramides des âges des trois départements illustre bien les mutations démographiques en cours. Les pyramides de la Guadeloupe et de la Martinique sont très similaires : en 1999, leur forme est caractéristique de départements très jeunes, avec une base large, et des générations nombreuses aux âges actifs. Le sommet se resserre ensuite très vite au-delà de 50 ans. Les pyramides de 2014 montrent une population considérablement plus vieille : les générations les plus nombreuses ont désormais entre 40 et 55 ans. Le creux chez les jeunes adultes, dû aux départs de ceux-ci vers la Métropole et déjà visible en 1999, s’est accentué : alors qu’il ne concernait que les 20-25 ans en 1999, en 2014 il s’étend à une grande partie de la population d’âge actif (20-40 ans). La base des pyramides est encore large, mais les classes pleines à la base en 1999 ont été creusées par l’émigration, les générations qui arrivent aux pages féconds en 2014 sont donc peu nombreuses, aussi la natalité diminue et les nouvelles générations seront également peu nombreuses : il y a en effet nettement moins de 0‑4 ans en 2014 qu’en 1999. Enfin, les projections à l’horizon 2030 laissent supposer une pyramide des âges très déséquilibrée. Avec l’arrivée aux grands âges (60 ans et plus) des générations nombreuses, auxquelles s’ajoutent des natifs de retour de Métropole une fois leur carrière terminée, le sommet de la pyramide va considérablement s’élargir, tandis que la base continuera à rétrécir. Les générations à la base de la pyramide en 2014, encore nombreuses, seront creusées par l’émigration et, arrivées à l’âge adulte, deviendront des générations creuses, qui contribueront à diminuer encore la natalité.

7On observe à La Réunion les mêmes dynamiques démographiques qu’aux Antilles, mais dans une moindre mesure. L’élargissement du sommet de la pyramide entre 1999 et 2030 y est également important. On retrouve l’accentuation du creux au niveau des jeunes adultes entre 1999 et 2014, et, tout comme aux Antilles, les classes pleines à la base des pyramides successives deviennent des classes creuses lorsqu’elles arrivent à l’âge adulte du fait de l’émigration, causant une réduction de la natalité et par conséquent un rétrécissement important à la base de la pyramide. Mais, à cause de la fécondité maintenue à un niveau élevé et de la moindre propension des jeunes réunionnais à la mobilité, les changements démographiques à La Réunion sont de plus faible ampleur qu’aux Antilles. La pyramide des âges prévue pour 2030, bien que traduisant d’une population beaucoup plus âgée qu’en 1999, reste relativement équilibrée.

8Au cours des 50 dernières années, la population ultramarine a également été recomposée par les migrations. D’importants mouvements migratoires avec la Métropole ont débuté dans les années 1960. Au départ, ces migrations concernaient principalement des ouvriers et employés venus combler un déficit de main d’œuvre en Métropole [Rallu & Diagne, 2005]. Aujourd’hui, les mouvements migratoires sont toujours d’une ampleur conséquente, mais ils concernent les jeunes adultes qui quittent leur département de naissance pour poursuivre leurs études supérieures, voire réaliser l’ensemble de leur carrière professionnelle sur le territoire métropolitain. Il s’opère donc une sélectivité importante à la migration, puisque ce sont les jeunes issus des classes les plus aisées qui partent, et ce sont eux également qui s’établissent le plus durablement en Métropole [Temporal et al., 2011]. Ces migrations sont donc responsables d’un exode massif de la population des 18-34 ans : au recensement de 2012, 46 % des natifs de Guadeloupe et de Martinique âgés de 18 à 34 ans vivaient en Métropole. Les migrations sont d’une moindre ampleur à La Réunion (seulement 20 % des natifs de 18-34 ans vivaient en Métropole au recensement de 2012), mais restent tout de même un phénomène d’influence sur les structures démographiques. Cet exode des jeunes actifs accentue non seulement le vieillissement de la population, mais est aussi responsable d’une modification des structures sociales des départements ultramarins : ce sont les plus aisés socialement et économiquement qui partent, la population restante aux Antilles et à La Réunion est donc majoritairement issue des classes populaires. Il en résulte des taux de pauvreté et de chômage beaucoup plus élevés que dans n’importe quel département de Métropole.

9Ces transformations massives et rapides des structures sociodémographiques antillaises et réunionnaises ne sont pas sans conséquences sur les conditions de vie des personnes âgées aujourd’hui. La réduction de la taille des familles liée à la baisse de la fécondité fait que les personnes âgées de demain sont des générations dont la descendance est beaucoup moins nombreuse que celle des générations actuelles. Les personnes arrivant aux grands âges ont donc moins d’aidants potentiels en cas de perte d’autonomie. Les migrations des jeunes adultes ajoutent également à ce déficit d’aidants puisque non seulement les personnes âgées ont moins d’enfants, mais une partie de ces enfants se trouvent hors du territoire – c’est particulièrement le cas aux Antilles où 15% des 60-69 ans n’ont plus aucun de leurs enfants résidant dans le département [Beaugendre et al., 2016]. La réduction du nombre d’aidants familiaux est d’autant plus préoccupante que les DOM sont sous-équipés en établissements d’hébergement pour personnes âgées comme en offre de soins formels à domicile.

Une très grande vulnérabilité économique

  • 2 On considère comme sortis prématurément du système scolaire les jeunes de 16-25 ans sans diplôme (o (...)

10Le vieillissement de la population des DOM a lieu dans un contexte socio-économique très défavorable. La précarité y est très forte et touche toutes les générations, à commencer par les jeunes adultes. Conséquence de la forte sélectivité à la migration, les jeunes restants sur les territoires ultramarins sont souvent dans une situation socio-économique difficile : entre 14 et 22 % des 16-25 ans sont sortis prématurément du système scolaire2 (11 % en Métropole), et au recensement de 2014, plus de la moitié (jusqu’à 58 % à La Réunion) des 15-24 ans non scolarisés étaient au chômage (29 % en Métropole).

  • 3 Le seuil de pauvreté correspond à 60 % du revenu médian. Source : Insee, Filosofi 2014 (cette infor (...)
  • 4 Source : DREES, Enquête sur les allocations du minimum vieillesse au 31/12/2012

11Les forts taux de chômage concernent l’ensemble de la population active des DOM : au recensement de 2014 les taux de chômage des 15-64 ans aux Antilles étaient 2 fois plus élevés qu’en Métropole, et presque 3 fois plus à La Réunion. La précarité des populations antillaises et réunionnaise s’illustre aussi par la pauvreté monétaire : en 2014, 32 % des ménages martiniquais et 42 % des ménages réunionnais vivaient en dessous du seuil de pauvreté3 contre seulement 15 % en Métropole. D’autre part, le travail informel est particulièrement important, et pour la majorité des travailleurs informels, il s’agit de l’activité principale [Motch & Paraire, 2011]. Il existe donc une part non négligeable de la population qui n’a pas, ou très peu cotisé pour l’ouverture des droits à la retraite, et qui ne dispose et ne disposera donc que du minimum social en vigueur aux grands âges. Les bénéficiaires du minimum vieillesse représentent d’ailleurs jusqu’à un quart des 60 ans et plus en Guadeloupe et à La Réunion (3 % seulement en Métropole)4.

  • 5 Source : Insee, RP 2012

12Enfin, les conditions de logement sont moins favorables dans les DOM. Les logements inconfortables (ne possédant ni douche, ni baignoire) représentent encore 2 à 3 % des résidences principales, contre moins de 1 % en Métropole [Thomas et al., 2014]. Le surpeuplement est également fréquent : de 12 % en Guadeloupe à 16 % à La Réunion5. On observe ainsi des taux de surpeuplement dans les DOM similaires à ceux de certains départements d’Ile de France.

Espérances de vie sans incapacité

Méthode et sources

13L’avancée en âge s’accompagne inévitablement d’une augmentation du risque de maladies chroniques dégénératives. Ces maladies peuvent être responsables de limitations fonctionnelles, c’est-à-dire une altération des capacités telles que voir, entendre, communiquer, se déplacer... Si elles ne sont pas compensées par des aides techniques ou des aménagements de l’environnement dans lequel évolue l’individu, ces limitations fonctionnelles entraînent alors des restrictions d’activité : difficultés ou incapacité à effectuer seul des actes de la vie quotidienne [Nagi, 1976 ; Verbrugge & Jette, 1994 ; Wood & Badley, 1978]. On parle alors de personnes « dépendantes » pour caractériser les individus rendus au terme du processus et qui nécessitent une aide humaine pour les activités fondamentales du quotidien telles que se laver, s’habiller, s’alimenter…

14L’espérance de vie sans incapacité (EVSI) correspond au nombre moyen d’années qu’une personne peut espérer vivre sans restriction d’activités quotidiennes. C’est un indicateur complémentaire à l’espérance de vie car il apporte une information sur la « qualité » des années restant à vivre. De nombreuses études ont utilisé l’EVSI pour mettre en avant des différences dans le rapport entre mortalité et santé entre plusieurs pays [Robine et al., 2009], entre les hommes et les femmes [Nusselder et al., 2010], ou entre les classes sociales [Cambois et al., 2008].

15La méthode de calcul de l’EVSI la plus commune est celle de la table à prévalence observée, ou « méthode de Sullivan » [Sullivan, 1971]. Cette méthode rapporte les années vécues sans incapacité à partir de l’âge x au nombre total de survivants à l’âge x. Les années vécues avec incapacité sont obtenues à partir des prévalences des restrictions d’activité tirées d’enquêtes en population, et mesurées grâce au Global Activity Limitation Indicator (GALI), formulé de la manière suivante : « êtes-vous limité, depuis au moins six mois, dans les activités que font les gens habituellement ? ». Cet indicateur fait partie du Minimum European Health Module, développé par Eurostat dans le but d’harmoniser la collecte des données de santé dans les enquêtes au niveau européen. Il s’agit d’une mesure déclarative qui comporte donc certains biais de subjectivité. Toutefois le GALI a été reconnu comme une mesure fiable du niveau d’incapacité d’une population [Berger et al., 2015].

16Les données exploitées dans cet article sont celles de l’enquête Ined-Insee Migrations, Famille et Vieillissement (MFV), réalisée en 2009-2010 auprès d’un échantillon représentatif des 18-79 ans résidant dans chacun des quatre DOM [Marie, 2011]. Il s’agit de la première enquête permettant de calculer des estimations d’EVSI pour les DOM. La limite d’âge de la population enquêtée dans MFV nous contraint à exclure les 80 ans et plus de notre analyse, bien qu’ils soient les plus concernés par l’incapacité, et sous des formes plus sévères. Notre échantillon comporte ainsi 2 665 individus âgés entre 60 et 79 ans (947 résidant en Guadeloupe, 1 049 en Martinique et 669 à La Réunion).

Résultats

17Les variations départementales de l’incapacité sont de plus grande ampleur pour les hommes et existent surtout avant 75 ans (figure 2). La Guadeloupe présente des taux d’incapacité nettement inférieurs aux deux autres départements : le seuil de 50 % de la population masculine déclarant des restrictions d’activité n’est atteint en Guadeloupe qu’à 73 ans, contre 67 ans dans les deux autres départements. A l’inverse, La Réunion se détache par un taux de prévalence de l’incapacité plus fort qu’aux Antilles, particulièrement entre 67 et 75 ans. Après 75 ans en revanche, les écarts de prévalence de l’incapacité chez les hommes se réduisent entre les trois départements.

18Pour les femmes, les écarts sont moindres. Il n’y a quasiment pas de différence entre les taux d’incapacité observés dans les deux départements des Antilles. Comme pour les hommes, c’est à nouveau La Réunion qui se démarque par un taux de prévalence de l’incapacité supérieur quel que soit l’âge.

19Sur les 20 années qu’il est possible de vivre entre 60 et 80 ans, entre 2,8 (en Martinique) et 3,7 (à La Réunion) pour les hommes et entre 1,5 (en Martinique) et 1,9 (à La Réunion) pour les femmes sont perdues par la mortalité (tableau 1). A ces différences de mortalité se combinent aussi des inégalités sur le nombre d’années vécues sans restriction d’activités quotidiennes. Ainsi, les hommes en Guadeloupe peuvent espérer vivre 10,8 ans sans incapacité (cela représente 64 % de leur e60-79), soit 1,7 an de plus que les Martiniquais et 2,8 ans de plus que les Réunionnais. Comme pour la mortalité, les inégalités de santé sont moins marquées chez les femmes : les deux départements des Antilles ne se distinguent pas significativement au regard de l’EVSI. Un écart significatif persiste entre la Guadeloupe et La Réunion : les Guadeloupéennes peuvent ainsi espérer vivre 9,3 ans sans incapacité (51 % de leur e60-79), contre 7,5 ans (41 % de leur e60-79) pour les Réunionnaises.

Tableau 1 : Espérance de vie (EV) et espérance de vie sans incapacité (EVSI) partielles entre 60 et 80 ans

EV

EVSI

IC 95% (EVSI)

Hommes

Guadeloupe

16,9

10,8

10,1

11,6

Martinique

17,2

9,1

8,3

9,9

La Réunion

16,3

8,0

7,1

9,0

Femmes

Guadeloupe

18,2

9,3

8,6

10,0

Martinique

18,5

8,7

7,9

9,4

La Réunion

18,1

7,5

6,6

8,3

Champ : Hommes et femmes entre 60 et 79 ans résidant en Guadeloupe, Martinique ou à La Réunion

Source : Enquête Ined-Insee MFV 2009-2010

20Les trois départements étudiés présentent chacun une configuration espérance de vie/ espérance de vie sans incapacité (EVSI) différente (figure 2). Quel que soit le sexe, La Réunion cumule les désavantages à la fois sur la mortalité et sur l’incapacité : les Réunionnais connaissent plus d’années d’incapacité au sein d’une vie plus courte. A l’inverse, la Guadeloupe est le département le plus avantagé. L’espérance de vie y est relativement longue, et plus de la moitié des années vécues entre 60 et 80 ans le sont sans restrictions d’activités (51 % pour les femmes et 64 % pour les hommes). Quant à la Martinique, elle bénéficie de la plus longue espérance de vie des trois départements, mais cette longévité ne s’accompagne pas d’une EVSI également longue. Que ce soit pour les hommes ou pour les femmes, l’EVSI en Martinique n’est pas significativement différente de celle à La Réunion (tableau 1).

Parcours de vie et influence sur le risque d’incapacité

Cadre de l’analyse

21L’EVSI est un indicateur qui prend en compte deux composantes : la mortalité et l’incapacité. Chaque composante peut contribuer à sa variation, et des facteurs individuels influent sur chacune.

22L’enquête MFV permet de reconstituer les parcours de vie des individus enquêtés. Ces variables sont ensuite utilisées pour mesurer l’impact des facteurs individuels sur le risque d’incapacité.

23Trois dimensions du parcours de vie sont prises ici en compte :

    • 6 Indicatrice de pénibilité créée à partir de la profession de l’individu (actuelle ou dernière profe (...)

    La dimension professionnelle. Elle a été identifiée dans la littérature comme principale source des inégalités de santé. Nous utilisons comme proxy de cette dimension la catégorie socioprofessionnelle croisée avec le niveau d’éducation, la pénibilité du travail6 et l’appréciation de l’individu sur l’évolution de sa carrière. Nous prendrons également en compte le fait de travailler ou d’avoir travaillé comme fonctionnaire étant donné l’hypertrophie de la fonction publique [Jeanne-Rose, 2013 ; Treyens, 2013], mais aussi le statut particulier des agents de la fonction publique dans les DOM, qui bénéficient d’une sur-rémunération de 40 % aux Antilles et 53 % à La Réunion.

  • La dimension migratoire.  Elle ne peut être occultée dans le contexte des DOM, étant donné qu’une part non négligeable des 60 ans et plus (entre 22 % à La Réunion et 35 % en Guadeloupe) a vécu une partie de sa vie hors de son département de naissance, principalement en Métropole, où elle a connu des conditions de vie différentes. On peut donc s’interroger si ce séjour a des répercussions sur l’état de santé au grand âge. La variable de trajectoire migratoire que nous utilisons différencie plusieurs catégories de natifs des DOM :

    • les natifs sédentaires (qui n’ont jamais quitté leur département de naissance)

    • les natifs partis pour un court séjour (moins de 6 mois consécutifs)

      • 7 Les catégories de natifs de retour sont le résultat d’une classification ascendante hiérarchique ré (...)

      les natifs de retour (qui ont connu un séjour d’au moins 6 mois consécutifs hors de leur département), eux-mêmes divisés en sous-catégories définies principalement par le motif du séjour7 :

      • Migration pour études et/ou carrière (58 % des natifs de retour) : l’âge moyen au départ est de 27 ans, et ces séjours sont caractérisés par leur très longue durée (15 ans en moyenne)

      • Migration pour service militaire (20 % des natifs de retour) : il s’agit d’individus qui sont partis très jeunes (19 ans en moyenne), et qui sont restés environ 2 ans sur le lieu de migration.

      • Migration pour voyage (9 % des natifs de retour) : ce sont les séjours les plus courts (1 an), et l’âge moyen au départ est de 39 ans.

      • Autres motifs de migration (13 % des natifs de retour) : il s’agit d’individus déjà relativement âgés lors de leur départ (56 ans), et leur séjour a été d’une durée moyenne de 1,5 an.

  • La dimension familiale. L’influence de l’environnement et des trajectoires familiaux des individus est moins mise en avant dans la littérature sur les inégalités de santé, le rôle de la famille apparaît surtout lorsqu’il est question de prise en charge des personnes en incapacité. Nous souhaitons toutefois intégrer cette dimension parmi les facteurs explicatifs de l’incapacité étant donné que la famille est une source importante de soutien moral, ce qui a été montré comme un facteur de maintien en bonne santé, surtout en ce qui concerne la santé mentale [Grundy & Sloggett, 2003 ; Koukouli et al., 2002]. Même si dans les DOM la moitié des 60-79 ans ont au moins un enfant hors du département, les liens affectifs avec les enfants en migration restent solidement maintenus grâce au téléphone, aux visites… [Beaugendre et al., 2016]. Les enfants restent donc pourvoyeurs de soutien moral, même à distance. Nous utiliserons deux variables relatives à l’environnement familial : la situation de cohabitation au moment de l’enquête, et le nombre d’enfants eus ou adoptés (quel que soit leur lieu de vie actuel).

  • 8 Soit 90 % des 60-79 ans dans chacun des trois départements.

24Ces trois dimensions sont intrinsèquement liées. En effet, l’histoire migratoire est corrélée à la situation professionnelle, de même, l’environnement familial des cadres n’est pas le même que celui des employés ou ouvriers. Aussi, pour se défaire de ces effets de structure et voir quelles variables influencent le plus la probabilité de déclarer des restrictions d’activité, nous mettrons en place un modèle de régression logistique afin de mesurer l’effet de chaque variable toutes choses égales par ailleurs et ainsi mettre en évidence les relations qui résistent une fois toutes les autres variables standardisées. Le modèle sera conduit séparément pour les hommes et les femmes, et portera uniquement sur la population native des DOM8, certaines variables n’étant pas disponibles pour la population non-native du fait des filtres présents dans le questionnaire.

Des écarts d’incapacité marqués selon le genre et l’origine sociale…

25Conformément à ce qui a déjà été montré dans la littérature existante, il existe un fort écart de prévalence de l’incapacité selon la situation socioprofessionnelle : 38 points d’écart entre les cadres diplômés (18,8 % pour les hommes, 24,2 % pour les femmes) et les ouvriers non diplômés (56,6 % pour les hommes, 62 % pour les femmes) pour les deux sexes (tableau 2). L’écart s’élève même jusqu’à 47 points de pourcentage pour les femmes si on prend en compte également les inactives. Les fonctionnaires ont aussi un taux d’incapacité nettement plus faible quel que soit le sexe, mais la relation entre emploi public et restrictions d’activité est cependant à nuancer. En effet, les cadres diplômés ont un taux d’incapacité plus bas lorsqu’ils ne travaillaient pas dans la fonction publique (tableau 3). Pour les femmes, les fonctionnaires ont même systématiquement des taux d’incapacité plus forts, sauf les employées. Avoir travaillé dans la fonction publique semble donc protéger plutôt les personnes qui ont occupé les positions les moins qualifiées.

26Quant à la trajectoire migratoire, les natifs sédentaires sont ceux qui présentent les taux d’incapacité les plus élevés pour les deux sexes (63,1 % pour les hommes, 69,6 % pour les femmes). Avoir quitté son département de naissance, même pour un court séjour, réduit considérablement la prévalence des restrictions d’activité : de 16,7 points pour les hommes et 12,8 points pour les femmes. Les prévalences les plus faibles s’observent pour les natifs de retour dont le séjour a été motivé par un voyage, ou par la poursuite d’études ou d’une carrière hors du département. C’est aussi dans ces catégories que l’on compte le plus de personnes diplômées.

27Enfin, en ce qui concerne l’environnement familial, la relation entre nombre d’enfants et restrictions d’activité se montre très différente pour les hommes et pour les femmes. Pour ces dernières, le taux d’incapacité augmente avec le nombre d’enfants : de 45,1 % pour celles qui sont restées sans enfants à 64,3 % pour celles qui en ont eu au moins 5. Pour les hommes en revanche, les taux d’incapacité sont les plus forts pour ceux qui n’ont pas eu d’enfants comme pour ceux qui en ont eu 5 ou plus.

Tableau 2 : Répartition de la population et taux d'incapacité selon chacune des variables individuelles explicatives

HOMMES

FEMMES

% pop.

taux incap.

% pop.

taux incap.

Histoire migratoire

Natif sédentaire

18,3%

64,0% ***

18,9%

70,2% ***

Natif parti pour un court séjour

42,0%

46,7%

59,9%

56,8%

Natif retour (voyage)

2,4%

14,3% ***

2,5%

38,5% **

Natif retour (raison familiale)

2,2%

50,2%

5,1%

54,1%

Natif retour (service militaire)

13,4%

54,1%

0,0%

-

Natif retour (études/carrière)

21,7%

33,9% ***

13,6%

43,8% ***

Catégorie socioprofessionnelle/diplôme (1)

CS+/bac ou +

9,9%

18,8% ***

7,4%

24,2% ***

CS+/inf.bac ou sans diplôme

10,6%

33,1% **

6,8%

41,3% ***

CS-/diplôme

3,9%

28,3% ***

8,8%

45,5% **

CS-/sans diplôme

53,3%

56,6% **

51,2%

62,0%

Autres CS

21,2%

49,6%

6,5%

51,9%

Inactifs/scolarité

0,7%

-

15,7%

68,2% ***

Inactifs/pas scolarité

0,4%

-

3,6%

71,5%

Fonction publique

Pas fonctionnaire

68,5%

52,4%

63,1%

62,4%

Fonctionnaire

31,5%

37,6% ***

36,9%

47,9% **

Pénibilité du travail

Travail non pénible

65,4%

42,9%

92,9%

55,7%

Travail pénible

34,6%

56,5% **

7,2%

74,5% ***

Opinion sur le parcours professionnel

Stabilité

28,1%

49,7%

47,1%

63,8% **

Progression

42,5%

36,7% ***

31,0%

41,0% ***

Pente descendante

10,3%

69,1% ***

6,4%

74,0% ***

Irrégulier

19,1%

56,7% *

15,5%

58,5%

Situation actuelle de cohabitation

Avec parents

1,1%

38,3%

1,4%

57,6%

Couple - avec enfants

25,8%

52,8%

11,8%

62,0%

Hors couple - avec enfants

5,3%

70,0% **

17,9%

62,7%

Couple sans enfants cohabitants

44,3%

40,9% *

32,6%

52,5%

Seul

23,6%

50,2%

36,4%

56,8%

Nombre d'enfants eus ou adoptés

0

10,4%

60,5% **

9,5%

45,0% **

1 ou 2

28,4%

34,4% ***

24,9%

50,9%

3 ou 4

32,7%

38,5% **

29,9%

57,40%

5 ou +

28,6%

66,7% ***

35,8%

64,3% **

Ensemble

44,7%

47,7%

55,3%

56,9%

(1) Les "CS+" regroupent les cadres et professions intermédiaires ; les "CS-" les employés et ouvriers
*  : Indique un écart significatif avec l’ensemble. Seuils : * : 10 % ; ** : 5 % ; *** : 1 %
Champ : Natifs de Guadeloupe, Martinique et La Réunion, âgés de 60 à 79 ans

Source : Enquête Ined-Insee MFV 2009-2010

Tableau 3 : Taux d’incapacité selon la situation socioprofessionnelle et le statut de l’employeur

HOMMES

FEMMES

Pas fonctionnaire

Fonctionnaire

Pas fonctionnaire

Fonctionnaire

CS+/bac ou +

13,0%

20,7%

6,3%

26,1%

CS+/inf. bac ou sans diplôme

41,3%

26,6%

33,3%

44,6%

CS-/diplôme

44,0%

22,4%

36,5%

50,5%

CS-/sans diplôme

58,1%

52,8%

66,8%

54,7%

Les “CS+” regroupent les cadres et professions intermédiaires ; les “CS-” les employés et ouvriers
Champ : Natifs de Guadeloupe, Martinique et La Réunion, âgés de 60 à 79 ans

Source : Enquête Ined-Insee MFV 2009-2010

… mais qui s’effacent partiellement une fois les facteurs individuels contrôlés

28Les taux d’incapacité sont calculés sans tenir compte des éventuelles corrélations entre les différentes variables explicatives, ni des effets d’âge ou de territoire. Pour se défaire de ces effets de structure, nous mettons en place un modèle de régression logistique afin de mesurer l’effet de chacune des variables toutes choses égales par ailleurs.

29Même en contrôlant les variables individuelles, on retrouve les inégalités territoriales déjà observées avec le calcul des EVSI : les Réunionnais ont une probabilité bien plus forte de connaître des restrictions d’activité après 60 ans (OR = 1,8 pour les hommes et 1,4 pour les femmes, comparativement à la Guadeloupe), ainsi que les hommes martiniquais (OR = 1,8, comparativement à la Guadeloupe). Les inégalités de santé d’un département à l’autre ne s’expliquent donc pas par des effets de structure sociale.

30La variable qui influe le plus sur la probabilité de déclarer des restrictions d’activité est celle résumant l’opinion de l’individu sur l’ensemble de sa carrière professionnelle (tableau 4). Cette variable est également la seule à introduire une dimension subjective dans les variables supposées explicatives de l’incapacité. Elle ne joue pas exactement de la même manière selon le sexe : pour les hommes, elle n’influe que négativement. Par rapport aux carrières stables, les carrières jugées descendantes augmentent très fortement la probabilité de se déclarer en incapacité après 60 ans (OR = 3,1). Pour les femmes, l’opinion sur l’itinéraire professionnel influe dans les deux sens : comparativement aux carrières jugées stables, les carrières évaluées ascendantes réduisent la probabilité de restrictions d’activité (OR = 0,7), tandis que celles évaluées descendantes l’augmentent fortement (OR = 2,2).

31En ce qui concerne la catégorie socioprofessionnelle et le niveau d’éducation, quel que soit le sexe, ce sont les cadres diplômés qui ont la probabilité la plus faible de déclarer des restrictions d’activité (OR = 0,5 pour les hommes et 0,4 pour les femmes, comparativement aux employés/ouvriers non diplômés). Pour les femmes, avoir occupé un poste de cadre, même lorsqu’on est peu ou pas diplômée, protège également de l’incapacité (OR = 0,6), ce qui n’est pas le cas pour les hommes. Il s’agit des seules configurations qui offrent un avantage par rapport à la catégorie de référence (employé ou ouvrier non diplômé) pour les deux sexes, mais il est possible que certains des effets de cette variable soient absorbés par ceux de la variable d’opinion sur la carrière professionnelle étant donné que les deux sont fortement corrélées. A profession et niveau d’éducation équivalents, la pénibilité du travail n’ajoute au risque de déclarer des restrictions d’activité que pour les femmes (OR = 1,8).

32Le lien entre emploi dans la fonction publique et incapacité que l’on pouvait voir en statistique descriptive disparaît toutes choses égales par ailleurs – cette variable n’est pas significative dans le modèle. La moindre prévalence de l’incapacité chez les fonctionnaires résulte surtout d’un effet de structure : les trois quarts des diplômés travaillaient dans la fonction publique, contre seulement 20 % des non-diplômés. On observe aussi une corrélation entre l’opinion sur l’itinéraire professionnel et le statut de l’employeur : la grande majorité des individus jugeant leur carrière comme descendante travaillaient hors fonction publique (91 % pour les hommes, 75 % pour les femmes). Ces variables influent plus sur le risque de restrictions d’activité que le statut de l’employeur.

33Avoir quitté son département de naissance, même pour un court séjour, réduit très souvent la probabilité de connaître des restrictions d’activité par rapport à ceux qui ne sont jamais partis (OR = 0,7 pour les hommes et 0,8 pour les femmes dont le séjour a été d’une durée inférieure à 6 mois, comparativement aux sédentaires). Tous les natifs de retour ne sont cependant pas avantagés par rapport aux restrictions d’activité : les hommes partis pour leur service militaire ne se distinguent pas significativement des natifs sédentaires. En revanche, quel que soit le sexe, avoir fait ses études et/ou sa carrière hors du département est un avantage sur le risque d’incapacité à profession et niveau d’éducation équivalent (OR = 0,7 pour les deux sexes).

34Concernant l’environnement familial, le modèle ne permet pas d’identifier une relation entre incapacité et mode de cohabitation. La seule relation significative concerne une configuration rare : les hommes vivant seuls avec un ou plusieurs enfant(s) (OR  = 2,3, comparativement à ceux vivant seulement avec leur conjointe). Cela pourrait résulter d’un effet de sélection, ces hommes vivant avec leur(s) enfant(s) parce qu’ils ne sont plus en mesure de vivre seuls. L’effet du nombre d’enfants constaté en statistique descriptive persiste une fois les autres variables du modèle contrôlées. N’avoir aucun enfant, comme en avoir 5 ou plus, augmente la probabilité des hommes d’être en incapacité (OR respectivement de 1,9 et 2,2, comparativement aux pères de 3 ou 4 enfants). A l’inverse, pour les femmes, celles qui sont restées sans enfants ont un moindre risque de déclarer des restrictions d’activité (OR = 0,6). Ce résultat est étonnant car avoir des enfants a plutôt été identifié comme un facteur protégeant de la mortalité dans la littérature. Toutefois, d’autres études ont aussi montré que les charges familiales ont un impact négatif sur la santé des femmes, particulièrement lorsque celles-ci cumulent leur rôle de mère avec un emploi rémunéré [Artazcoz et al., 2001]. Les DOM (en particulier les Antilles) sont des sociétés matrifocales [Mulot, 2013], de plus, la monoparentalité féminine y est un phénomène très important [Marie & Breton, 2015]. Les femmes élèvent donc fréquemment leurs enfants seules. On peut alors supposer que la charge familiale pèse d’autant plus sur les femmes dans ces départements.

Tableau 4 : Facteurs influençant la probabilité de déclarer des restrictions d’activité, selon le sexe

OR Hommes

OR Femmes

Département

Guadeloupe (ref.)

-

-

Martinique

1,77 ***

1,26

La Réunion

1,79 ***

1,46 **

Age

1,07 ***

1,09 ***

Histoire migratoire

Natif sédentaire (ref.)

-

-

Natif parti pour court séjour

0,66 **

0,76 *

Natif retour (voyage)

0,29 *

0,61

Natif retour (raison familiale)

1,04

0,74

Natif retour (service militaire)

1,09

/

Natif retour (études, carrière)

0,66 *

0,69 *

Catégorie socioprofessionnelle/diplôme (1)

CS+/bac ou +

0,48 **

0,40 ***

CS+/inf. bac ou sans diplôme

0,72

0,61 *

CS-/diplôme

0,72

0,88

CS-/sans diplôme (ref.)

-

-

Autre CS

0,93

0,68

Inactif/scolarité

/

1,31 *

Inactif/pas scolarité

/

1,17

Fonction publique

Pas fonctionnaire (ref.)

-

-

Fonctionnaire

1,06

1,04

Pénibilité du travail

Travail pas pénible (ref.)

-

-

Travail pénible

1,17

1,79 **

Opinion sur l'itinéraire professionnel

Stabilité (ref.)

-

-

Descendante

3,11 ***

2,21 ***

Ascendante

0,91

0,67 **

Irrégulier

1,40

0,96

Situation de cohabitation

Couple sans enf. cohabitant (ref.)

-

-

Avec parents

0,88

1,68

Couple - avec enfant(s)

1,34

1,39

Hors couple - avec enfant(s)

2,32 **

1,23

Seul

0,99

1,11

Nombre d'enfants eus ou adoptés

0

1,89 **

0,61 **

1 ou 2

0,90

0,82

3 ou 4 (ref.)

-

-

5 ou plus

2,23 ***

0,88

Constante

-5,41

-5,16

% paires concordantes

70,4

70,2

(1) Les “CS+” regroupent les cadres et professions intermédiaires ; les “CS-” les employés et ouvriers
Champ : Natifs de Guadeloupe, Martinique et La Réunion, âgés de 60 à 79 ans
Seuils de significativité : *** : 1 % ; ** : 5 % ; * : 10 %

Source : Enquête Ined-Insee MFV 2009-2010

Conclusion

35Les estimations d’EVSI ont montré que des inégalités de santé s’ajoutent aux inégalités de mortalité déjà présentes entre les trois départements. Toutefois, ces inégalités de santé ne sont pas en faveur des mêmes départements que celles de mortalité. Finalement, les DOM présentent chacun une configuration entre mortalité et incapacité différente : La Réunion cumule une faible espérance de vie ainsi qu’une faible EVSI. A l’opposé la Guadeloupe bénéficie d’une longue espérance de vie accompagnée d’une EVSI également longue. Quant à la Martinique, sa faible mortalité se combine avec de nombreuses années vécues en incapacité. Ces écarts existent quel que soit le sexe, mais comme pour les écarts de mortalité, ils sont plus marqués pour les hommes que pour les femmes.

36L’étude des facteurs individuels influant sur l’incapacité a mis en évidence l’importance de la trajectoire socioprofessionnelle. Il est intéressant de noter que la variable qui joue le plus sur le risque de restrictions d’activité est celle prenant en compte un avis subjectif de l’individu sur son parcours, bien plus que les critères objectifs (catégorie socioprofessionnelle ou niveau d’éducation). L’histoire migratoire, facteur propre aux DOM, conserve son importance bien que fortement corrélé à la situation socioprofessionnelle. A profession et niveau d’instruction équivalents, ceux qui ont fait leurs études ou leur carrière hors du département ont moins de risque d’être en situation d’incapacité aux grands âges. Les variables d’environnement familial n’ont que peu d’influence, cependant ce sont celles qui concentrent les différences hommes/femmes, en particulier le fait de ne pas avoir eu d’enfants : avantage pour les femmes, mais désavantage pour les hommes.

37Ces facteurs individuels ne parviennent toutefois pas à expliquer à eux seuls les inégalités de santé d’un département à l’autre : les inégalités mises en évidence par les estimations d’EVSI résistent une fois ces facteurs contrôlés. D’autres facteurs individuels pourraient influer sur le risque d’incapacité et ne sont pas pris en compte ici : les comportements à risque, la consommation de soins… Mais les inégalités territoriales pourraient aussi s’expliquer en partie par des facteurs extra-individuels : contexte social, économique et sanitaire de chacun des trois départements. Cette dernière hypothèse pourrait être éclairée par une analyse multiniveau.

38Il s’agit ici d’un travail exploratoire : ces estimations d’EVSI sont les premières à être réalisées pour les DOM. Deux nouveaux dispositifs d’enquête en population représentative de chacun des DOM (Vie Quotidienne et Santé (VQS) 2014 et le Baromètre Santé DOM 2014) vont permettre de confronter les résultats obtenus. Les premiers résultats (en cours) sur l’incapacité de ces deux enquêtes indiquent déjà des prévalences de restrictions d’activité légèrement différentes de celles obtenues avec MFV.

Haut de page

Bibliographie

ARTAZCOZ L., BORRELL C., BENACH J. (2001), Gender inequalities in health among workers: the relation with family demands, Journal of Epidemiology & Community Health, 55, pp. 639‑647.

BEAUGENDRE C., BRETON D., MARIE C.-V. (2016), « Faire famille à distance » chez les natifs des Antilles et de La Réunion, Recherches familiales, 13, pp. 35‑52.

BERGER N., VAN OYEN H., CAMBOIS E., FOUWEATHER T., JAGGER C., NUSSELDER W., ROBINE J.-M. (2015), Assessing the validity of the Global Activity Limitation Indicator in fourteen European countries, BMC Medical Research Methodology, 15, 1, pp. 1‑8.

BRETON D., CONDON S., MARIE C.-V., TEMPORAL F. (2009), Les départements d’Outre-Mer face aux défis du vieillissement démographique et des migrations, Population & Sociétés, 460, 4p.

CAMBOIS E., LABORDE C., ROBINE J.-M. (2008), La « double peine » des ouvriers : plus d’années d’incapacité au sein d’une vie plus courte, Population & Sociétés, 441, 4p.

CATTEAU C., BAZÉLY P. (2004), L’évolution récente de la mortalité à La Réunion en regard des tendances en Antilles-Guyane et en Métropole, Espace populations sociétés, 2004/2, pp. 397‑413.

DIDERICHSEN F., ANDERSEN I., MANUEL C., ANDERSEN A.-M.N., BACH E., BAADSGAARD M., BRONNUM-HANSEN H., HANSEN F.K., JEUNE B., JORGENSEN T., SOGAARD J. (2012), Health Inequality - determinants and policies, Scandinavian Journal of Public Health, 40, 8 Suppl, pp. 12‑105.

GRUNDY E., SLOGGETT A. (2003), Health inequalities in the older population: the role of personal capital, social resources and socio-economic circumstances, Social Science & Medicine, 56, 5, pp. 935‑947.

JEANNE-ROSE M. (2013), La fonction publique emploie près du quart de la population active en Guadeloupe, Antianéchos, 42, 4p.

KOUKOULI S., VLACHONIKOLIS I., PHILALITHIS A. (2002), Socio-demographic factors and self-reported funtional status: the significance of social support, BMC Health Services Research, 2, 20, 13p.

LECLERC A., NIEDHAMMER I., PLOUVIER S., MELCHIOR M. (2011), Travail, emploi et inégalités sociales de santé, Bulletin Epidémiologique Hebdomadaire, 8-9, pp. 79‑81.

MARIE C.-V. (2011), L’enquête Migrations, Famille et Vieillissement : Première grande enquête menée dans les DOM pour mieux cerner les défis de demain, Politiques sociales et familiales, 106, 1, pp. 98‑103.

MARIE C.-V., BRETON D. (2015), Les « modèles familiaux » dans les Dom : entre bouleversements et permanence. Ce que nous apprend l’enquête Migrations, famille et vieillissement, Politiques sociales et familiales, 119, pp. 55‑64.

MOTCH A., PARAIRE X. (2011), Le travail informel, une pratique toujours présente, Antiane éco, 74, pp. 34‑35.

MULOT S. (2013), La matrifocalité caribéenne n’est pas un mirage créole, L’Homme, 207-208, 159‑191.

NAGI S.Z. (1976), An epidemiology of disability among adults in the United States, The Milbank Memorial Fund Quarterly. Health and Society, 54, 4, pp. 439‑467.

NUSSELDER W.J., LOOMAN C.W.N., VAN OYEN H., ROBINE J.M., JAGGER C. (2010), Gender differences in health of EU10 and EU15 populations: the double burden of EU10 men, European Journal of Ageing, 7, 4, pp. 219‑227.

RALLU J.-L., DIAGNE A. (2005), La population des départements d’outre-mer depuis 1950, in C. Bergouignan et al. (dir.), La population de la France. Evolutions démographiques depuis 1946, CUDEP, pp. 103‑129.

ROBINE J., SAITO Y., JAGGER C. (2009), The relationship between longevity and healthy life expectancy, Quality in Ageing and Older Adults, 10, 2, pp. 5‑14.

SULLIVAN D.F. (1971), A single index of mortality and morbidity, HSMHA health reports, 86, 4, pp. 347‑354.

TEMPORAL F., MARIE C.-V., BERNARD S. (2011), Insertion professionnelle des jeunes ultramarins : DOM ou métropole ?, Population, 66, 3, pp. 555‑599.

THOMAS N., TRUGEON A., MICHELOT F., OCHOA A., CASTOR-NEWTON M.-J., CORNELY V., MERLE S., RACHOU E. (2014) Inégalités socio-sanitaires dans les départements d’outre-mer. Analyses infra-régionales et comparaisons avec le niveau national, Paris, Fnors, 96 p.

TREYENS P.-E. (2013) En Martinique, le taux d’administration est le plus élevé des régions françaises, Antianéchos, 40, 4p.

VERBRUGGE L.M., JETTE A.M. (1994), The disablement process, Social Science & Medicine, 38, 1, pp. 1‑14.

WOOD P.H.N., BADLEY E. (1978), An epidemiological appraisal of disablement, in A.E. Bennett (dir.), Recent advances in community medicine, Edinburgh, Churchill Livingstone, pp. 149‑173.

Haut de page

Notes

1 On s’intéressera dans cet article uniquement à trois des cinq départements d’outre-mer : la Guadeloupe, la Martinique et La Réunion. La Guyane et Mayotte sont exclues de l’analyse en raison de leur situation démographique très différente (population encore très jeune).

2 On considère comme sortis prématurément du système scolaire les jeunes de 16-25 ans sans diplôme (ou seulement le Brevet des collèges) et non-inscrits dans un établissement d’enseignement. Source : DEPP, 2011

3 Le seuil de pauvreté correspond à 60 % du revenu médian. Source : Insee, Filosofi 2014 (cette information n’est pas disponible pour la Guadeloupe)

4 Source : DREES, Enquête sur les allocations du minimum vieillesse au 31/12/2012

5 Source : Insee, RP 2012

6 Indicatrice de pénibilité créée à partir de la profession de l’individu (actuelle ou dernière profession exercée pour les retraités) codée selon la nomenclature la plus détaillée de l’INSEE (497 postes). Les professions considérées comme pénibles sont celles qui sont le plus susceptibles d’exposer aux facteurs de risque définis par le Code du Travail. Il s’agit donc d’un indicateur de pénibilité objective et non ressentie.

7 Les catégories de natifs de retour sont le résultat d’une classification ascendante hiérarchique réalisée à partir des variables suivantes : nombre de séjours de 6 mois ou plus, durée du séjour, âge au départ, motifs principaux de départ et de retour. A l’exception de la première, toutes les variables caractérisent le dernier séjour. Le motif de départ s’est révélé la variable la plus discriminante lors de la formation des classes.

8 Soit 90 % des 60-79 ans dans chacun des trois départements.

Haut de page

Pour citer cet article

Référence électronique

Maude Crouzet, « Vieillissement et perte d’autonomie aux Antilles et à La Réunion : des situations en outremer contrastées », Espace populations sociétés [En ligne], 2018/1-2 | 2018, mis en ligne le 22 juin 2018, consulté le 14 novembre 2018. URL : http://journals.openedition.org/eps/7658 ; DOI : 10.4000/eps.7658

Haut de page

Auteur

Maude Crouzet

Doctorante en démographie
Laboratoire : Sociétés, Acteurs et Gouvernements en Europe, SAGE
Université de Strasbourg
m.crouzet@unistra.fr

Haut de page

Droits d’auteur

Licence Creative Commons
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.

Haut de page
  • Logo Université de Lille 1 - Sciences et technologies
  • Logo CNRS - Institut des sciences humaines et sociales
  • OpenEdition Journals