Table de mortalité de la population française {1960-1964) - article ; n°2 ; vol.25, pg 392-409

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Population - Année 1970 - Volume 25 - Numéro 2 - Pages 392-409
18 pages
Source : Persée ; Ministère de la jeunesse, de l’éducation nationale et de la recherche, Direction de l’enseignement supérieur, Sous-direction des bibliothèques et de la documentation.
Publié le : jeudi 1 janvier 1970
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Jacques Vallin
Table de mortalité de la population française {1960-1964)
In: Population, 25e année, n°2, 1970 pp. 392-409.
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Vallin Jacques. Table de mortalité de la population française {1960-1964). In: Population, 25e année, n°2, 1970 pp. 392-409.
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/pop_0032-4663_1970_num_25_2_14876392 LA CONJONCTURE DÉMOGRAPHIQUE
TABLE DE MORTALITÉ
DE LA POPULATION FRANÇAISE
(1960-1964)
L'I.N.S.E.E. a récemment publié la table de mortalité pour la période I960-
1964 (1). Bien que depuis 1956, l'I.N.S.E.E. établisse également des tables annuelles
de mortalité, il convient de perpétuer la tradition antérieure : telles qu'elles sont
construites, les tables pluriannuelles présentent, en effet, le double avantage de
mesurer la mortalité de la période, évitant ainsi les fluctuations annuelles, et de se
fonder sur une connaissance précise des effectifs de population aux différents âges,
grâce à la proximité du recensement.
Mode de calcul. Contrairement aux tables précédentes, et notamment à celle
de 1952-1956, (calculées, en utilisant à chaque âge, le quotient
de mortalité fourni par quatre générations consécutives) (2), la table 1960-1964
repose sur l'utilisation, à chaque âge, des cinq quotients annuels « perspectifs » de
la période dont on a fait la moyenne arithmétique. La série des quotients perspect
ifs moyens qx ainsi établie présentant quelques irrégularités, on a lissé graph
iquement la série A (x) des écarts qx — qx-\- Faisant subir à une génération fictive la
/s
mortalité exprimée par les quotients perspectifs ainsi ajustés qxy on a obtenu la série
des effectifs survivants à chaque âge et la série correspondante des décès.
Б restait à passer de données se rapportant à la suite des âges en années révolues,
aux données se rapportant à la suite des anniversaires, ainsi que cela a lieu habituel»
lement dans les tables de mortalité. Nous renvoyons le lecteur à l'article original,
pour l'examen de la méthode employée (8).
Espérance de vie à la naissance. Il y a deux cents ans environ u\ l'espérance
de vie à la naissance ou vie moyenne était
seulement de 29 ans (cf. tableau I). Il y a un siècle, elle s'élevait à 39 ans pour les
(*) M. Croze et Ch. Piro, « Table de mortalité de la population française pour la période
1960-1964 », Études et conjoncture, 1969 n° 4, p. 75-96. Cette table de mortalité avait déjà fait
l'objet d'une publication dans Y Annuaire du bureau des longitudes, 1967, p. 541-550.
(*> On trouvera un exposé complet de la méthode utilisée jusqu'en 1952-1956 dans : Croze,
Febvay et Piro, « Table de mortalité de la population française pour la période 1952-1956 »,
Études statistiques, n° 1, janvier-mars 1959.
<*) Dans la suite et dans les tables de l'annexe nous noterons x les anniversaires, alors que
dans les présentes explications x concernait des âges en années révolues.
<4) On sait que la table de mortalité de Duvillard, ici évoquée, ne mérite pas un grand crédit
(cf. W. G. Jonckheere, « La table de mortalité de Duvillard », Population, 1965, n° 5, p. 865-
874), mais de récentes recherches en démographie historique donnent pour la Bretagne et
l'Anjou, en 1740-1770 une espérance de vie i la naissance allant de 28 à 31 ans selon les géné
rations (cf. Y. BlATO et L. Henry, « Données démographiques sur la Bretagne et l'Anjou de
1740 à 1829 », Annales de Démographie historique, 1967). <
,
.
,
LA CONJONCTURE DÉMOGRAPHIQUE 393
hommes et 41 ans pour les femmes. En cent ans, le gain donc a été de 10 à 12 années
selon le sexe. Dans les cent années suivantes il a été de 28 ans pour les hommes et
34 ans pour les femmes. Le rythme s'est particulièrement accéléré dans l'immédiat
après-guerre, grâce aux antibiotiques (1).
Tableau I. — Espérance de vie à la naissance en France
DEPUIS LE XVIIIe SIÈCLE
(EN ANNÉES ET DIXIÈMES OU CENTIÈMES D'ANNÉE)
Sexe masculin Sexe féminin Époque Source Ensemble
xviii* siècle Duvillard 28,8
38,3 40,8 1817-1831... Deraonferrand 39,5
Dr Bertillon 1840-1859... 39,3 41,0 40,1
père]
39,1 40.6 39,8 1861-1865. . . S.G.F.
43,6 1877-1881 . . . 40,8 42,1
1898-1903... S.G.F. 45,35 48,72 47,00
1908-1913... 48,49 52,41 50,41
52,19 55,87 1920-1923. . S.G.F. 54,11
1928-1933... S.G.F. 54,30 59,02 56,65
1933-1938. . 55,94 61,64 58,74
61,87 67,43 64,59 1946-1949. . I.N.S.E.E.
65,04 1952-1956... 71,15 68,02
67,51 1960-1964.. 74,42 70,88
Source ; I.N.S.E.E., Annuaire statistique 1966.
N. B. — Сея chiffre* n« tiennent pas compte* des • faux mort-nés S.G.F. : Statistique générale
de la France.
Depuis (de 19464949 à 1960-1964), elle s'est accrue de 5,6 ans pour les hommes
et 7,0 ans pour les femmes (soit en moyenne 5 à 6 mois par an selon le sexe). Notons
cependant un certain ralentissement depuis 1952-1956 (cf. figure 1), surtout pour le
sexe masculin.
Dans le même temps, l'écart entre les deux sexes n'a cessé de se creuser. Il y a
un siècle, il était seulement d'un an et demi (3,8 % de l'espérance de vie masculine) ;
en 1946-1949 il passe à 5,5 ans (8,8 %) et en 1960-1964 à 6,9 ans (10 %).
t1' II faut recourir aux tables annuelles pour bien localiser cette période de grande progrès
(cf. par exemple R. Pressât, « La situation démographique », Population, n° 3, juillet-septem
bre 1962, p. 505-548; on a ainsi les chiffres suivants :
Sexe masculin Sexe féminin
ans an*
1939 55,1 60,6
52,0 1945 58,3
1946 59.8 65,1
1948 62,7 68,7 394 LA CONJONCTURE DÉMOGRAPHIQUE
La comparaison de l'évolution de la vie moyenne, dans neuf pays d'Europe et aux
États-Unis (1) depuis la guerre, présentée en figure 1, n'est pas parfaitement rigou
reuse, en raison des differences dans les méthodes de calcul et les dates d'observation.
Nous avons cependant corrigé les chiffres français pour tenir compte des « faux morts-
nés » que n'incluent pas les tables de l'INSEE.
Figure 1. — Évolution de l'espérance de vie à la naissance dans quelques pays européens
et aux États-Unis
N. B. : Pour la France, les chiffres ont été corrigés pour tenir compte des « faux mort-nés »
D'une manière générale :
— la progression de l'espérance de vie tend à se ralentir (sauf toutefois en
République Fédérale d'Allemagne);
— l'écart entre pays s'atténue sensiblement;
— la progression de l'espérance de vie est plus faible chez les hommes que chez
les femmes et l'écart entre les sexes s'accentue.
On peut, à l'aide du graphique, classer la France parmi les autres pays, au moment
où les deux dernières tables de mortalité française ont été construites, et estimer l'e
spérance de vie à la naissance des dix pays, à ces deux époques. Il vient :
(i) Le choix de ces pays, destiné à une simple comparaison graphique est fortement arbi
traire. Nous avons retenu les principaux pays d'Europe occidentale, quelques petits pays à
faible mortalité ainsi que les États-Unis et l'U.R.S.S. CONJONCTURE DEMOGRAPHIQUE 395 LA
Vers 1954 (table française 1952-1956)
Sexe masculin Sexe féminin
Norvège ". 75,0 Norvège 71,2
Paye-Bas 71,0 Pays-Bas 73,9
Suède 70,6 Suède 73,6
Danemark 70,0 Danemark 72,9
Angleterre et Galles 67,3 Angleterre et Galles 72,7
États-Unis 71,9 États-Unis 66,0
Rép. féd. allemande 65,4 France 70,9
Italie 65,1 Rép. féd. allemande 69,9
France 64,7 Italie 69,2
U.R.S.S 60,5 U.R.S.S 66,3
Vers 1962 (table française 1960-1964)
Sexe masculin Sexe féminin
Norvège 76,0 1 Suède 71,5
2 Pays-Bas 71,2 Pays-Bas 75,7
3 Norvège 71,1 Suède 75,5
Danemark 70,3 Danemark 74,4 4
Angleterre et Galles 68,3 Angleterre et Galles 74,3 5
France 74,1 6 : Italie 67,3
7 France 67,2 États-Unie 73,4
8 Rép. féd. allemande 67,0 U.R.S.S 73,3
États-Unis 66,6 Italie 72,7 9
U.R.S.S 65,6 Rép. féd. allemande 72,6 10
* Espérance de vie à la naissance interpolée graphiquement, en années et dixièmes d'année.
D'une table à l'autre, la position de la France s'est nettement améliorée pour
le sexe masculin, dont la durée de vie moyenne a progressé plus vite que dans la
plupart des autres pays. Par contre, le rattrapage est moindre pour le sexe féminin.
Faut-il en conclure que la surmortalité masculine française s'est, en valeur relative,
moins aggravée?
Mortalité selon l'âge. La baisse des quotients de mortalité (cf. figure 2)
de 1946-1949 à Í960-1964 est pour les deux sexes,
particulièrement sensible aux jeunes âges (3-12 ans) et au début de l'âge adulte
(20-30 ans). Toutefois, ce qui frappe le plus, c*est l'évolution relative des deux sexes.
Les trois courbes masculines sont beaucoup plus proches entre elles que les féminines
(accentuation de la surmortalité masculine). Elles sont même à certains âges très LA CONJONCTURE DÉMOGRAPHIQUE 396
voisines (vers 15-17 ans), allant jusqu'à se chevaucher (de 55 à 70 ans), tandis que les
courbes féminines sont nettement détachées à tous âges. Notons aussi que la class
ique convexité des courbes, autour de la 20e année, qui avait presque disparu pour
le sexe féminin en 1952-1956 reparaît en 1960-1964, quoique légèrement plus précoce
et très atténuée. Au contraire, chez les hommes le phénomène a plutôt tendance à
s'accentuer. Ces observations méritent d'être précisées.
70 80 »0
(en années)
Figure 2. — Quotients de mortalité à l'âge x {iqx)
selon le sexe pour les trois dernières tables françaises
N. B. : Compte non tenu des « faux mort-nés » CONJONCTURE DEMOGRAPHIQUE 397 LA
La figure 3a indique le niveau relatif atteint par le quotient de mortalité en
1952-1956 et 1960-1964, partant de la base 100 en 1946-1949. Pour le sexe masculin,
de 1946-1949 à 1952-1956, la baisse de la mortalité a été très importante aux jeunes
âges, avec un maximum de à 7 ans (50 %). Aux âges suivants, les progrès
s'amenuisent progressivement jusqu'à devenir nuls à 50 ans. A 50-65 ans, la mortalité
a même sensiblement augmenté. Enfin, aux âges élevés, elle n'a guère changé. La
lutte contre la mort a donc été, durant cette période, efficace pour les enfants et les
jeunes adultes. Mais tout se passe comme si les hommes que l'on a empêché de
mourir plus jeunes atteignaient Vâge de 50 ans avec une fragilité plus grande que
les autres, relevant ainsi le risque de mortalité de leurs classes d'âges (1). Par la
suite, cet effet de « sélection à rebours » passé, la mortalité reste stationnaire aux âges
très élevés.
i;0r ,
,nn, 100 = 1946-49
Figure 3. — Quotients de mortalité selon l'âge avec la base 100 :
a. En 1946-1949 (partie supérieure de la figure)
b. En 1952-1956 inférieure de la
Dans le même temps (1946-1949/1952-1956), la mortalité féminine a suivi une
évolution assez différente : le maximum de baisse est plus tardif (19-21 ans) et plus
profond (62 %) et l'on ne remarque pas de hausse de la mortalité à 50 ans, mais au
contraire une légère baisse presque invariable avec l'âge de 50 à 75 ans. Vers 85 ans
Ш Bien entendu, on ne peut faire ce raisonnement que dans le «longitudinal», le relèvement
des quotients de mortalité à 50-65 ans observé entre 1948-1949 et 1952-1956 serait donc dû,
dans cette hypothèse, au recul de la mortalité à, mettons, moins de 30 ans, au lendemain delà
première guerre. Pour être vérifiée, cette hypothèse nécessiterait de longs développements qui
dépassent le cadre de la présente étude.
0 249002 5 LA CONJONCTURE DÉMOGRAPHIQUE 398
toutefois les progrès deviennent nuis et même négatifs. Malgré ces différences, on
peut cependant dire que le schéma général de baisse est semblable pour les deux
sexes : forte baisse diminuant avec l'âge jusqu'à 50 ans, baisse très réduite ou même
nulle ou négative ensuite.
L'évolution qui caractérise la période suivante (1952-1956 - 1960-1964) ne corre
spond plus du tout à ce schéma (cf. figure 3fc). A l'exception des tout jeunes âges
(moins de 5 ans) où elle a encore beaucoup diminué, la mortalité masculine a rel
ativement peu régressé avant 40 ans (entre 20 et 40 ans, la baisse est pratiquement
constante et à peine supérieure à 10 %). Paradoxalement les progrès sont légèrement
plus importants à 45-50 ans (plus de 15 %). Par la suite, on retrouve, quoiqu'un peu tardif (autour de 60 ans), non plus, certes, un âge de hausse de la mortalité, mais
cependant un âge de baisse minimale (moins de 2 %). Enfin, ce qui est tout à fait
nouveau, la mortalité très nettement aux âges élevés.
Le schéma de baisse de la mortalité féminine subit la même transformation malgré
les différences de détail : sauf pour les moins de cinq ans, la baisse a été de 1952-
1956. à 1960-1964 à peu près la même à tous les âges, un peu plus forte à 25-35 ans
et un peu plus faible à 15-20 ans et 40-45 ans. Ainsi, pour l'un et l'autre sexe, d'une
période à l'autre, le schéma de baisse de la mortalité a été bouleversé: tous les âges
profitent désormais du progrès et de manière beaucoup moins inégale.
Il n'en va pas de même de l'inégalité selon le sexe. La surmortalité masculine,
mesurée par le rapport, à chaque âge du quotient masculin au quotient féminin
(fig. 4) est en augmentation à tous les âges. Elle est devenue particulièrement forte
autour de 20 ans, en sorte qu'un deuxième maximum de surmortalité apparaît, à
coté du maximum constaté de longue date dans la deuxième partie de la vie.
L'apparition d'une forte surmortalité à la fin de l'adolescence et au début de l'âge
adulte, tient à la mortalité par accident (1).
Le second maximum qui porte sur le groupe d'âges 55-60 ans, apparaît sur des
quotients de mortalité beaucoup plus considérables; l'explication ici est moins évi
dente : biologiquement moins résistant, l'homme subit peut-être en outre des risques
particuliers, liés à son activité professionnelle, ou à certaines habitudes (alcoolisme,
tabagisme,...).
De 1946-1949 à 1960-1964, la vie moyenne a progressé de 5,64 ans chez les hommes
et de 6,99 ans chez les femmes. Quelle est la part, dans ces gains, de la baisse de la
mortalité dans les divers intervalles d'âges, disons par exemple, à moins de 1 an,
à 1-19 ans et à 20 ans et plus <2> ?
On peut décomposer l'espérance de vie à la naissance en trois termes :
(1) Ce phénomène est presque entièrement dû à la réduction de la mortalité non accident
elle. En effet, la surmortalité masculine étant beaucoup plus forte pour les accidents que pour
les autres causes de décès, une augmentation de la proportion des accidents dans l'ensemble
des causes, suffit à relever considérablement la surmortalité générale, sans que la surmortalité
spécifique à chaque cause ait à changer. Cette augmentation pourrait certes provenir d'une
progression des taux de mortalité par accident. En réalité, celle-ci est très faible. C'est essentie
llement la baisse de la non accidentelle qui explique ce phénomène.
L'indice de surmortalité choisi est indépendant de la dimension des quotients de mortal
ité; ceux-ci sont extrêmement faibles à ces âges.
(2) Le poids de la mortalité sur l'espérance de vie à la naissance diminuant évidemment
avec l'âge, il nous a paru dans un premier temps préférable de ne pas détailler le groupe d'âge,
20 ans et plus, bien que cela conduise à négliger l'évolution récente de la mortalité aux âges
élevés. i
,
i
i
LA CONJONCTURE DEMOGRAPHIQUE 399
250
200
Figure 4. — Indices de surmortalité masculine selon l'âge : i<7*(SM)
Si + S2 +... +^
1 , e° — H Sa 2
Sa;
(où e(a;( y) est le nombre moyen d'années vécues par les survivants à l'âge x, entre
les âges x et y).
Soient A et В deux époques caractérisées par deux tables de mortalité. Be, - Ae.
mesure le progrès total réalisé en passant A à B. Pour connaître la part de ce progrès
dû à la régression de la mortalité dans les intervalles d'âges (о, х)у (л, y) et (y, со),
calculons :
bSz baSj/ BAA^O = -ц- Ae(x, y) "h "Б— А.еУ Be(o, x) T
A^* i abS^ "t" ABAeO = Н" ;— Be(ar, y) A^y Ae(o, г) "g^
A^* I A^v ^ AAB^o = "е- \e(x, y) T о" B^i/ a6(o, x) +
12. 400 la Conjoncture démographique
Où ASy est la proportion de survivants à l'âge y dans la table A, ab§v est la pro»
portion de survivants à l'âge y dans une table où la mortalité serait celle de A jusqu'à
l'âge x et celle de В de x à l'âge y. En réalité :
с с B°v — °А* "g" ЭАВУ
etc.
Les différences :
BAA^o — tfio, ABA^o — et
donnent une mesure de la part de chaque intervalle d'âges agissant isolément (1).
Nous avons fait le calcul pour les intervalles 0-1 an, 1-20 ans, et 20 ans et au-delà,
lorsqu'on passe de la table 1946-1949 à la table 1952-1956, puis de 1952-1956 à
1960-1964 et enfin de 1946-1949 à 1960-1964 (cf. tableau II).
Tableau IL — Gains en espérance de vie à la naissance
IMPUTABLES À LA BAISSE DE MORTALITÉ
DANS DIFFÉRENTS INTERVALLES D'ÂGES
De 1946-1949 à 1952-1956 De 1952-1956 à 1960-1964 De 1946-1949 à 1960-1964
Intervalles Sexe Sexe Sexe Sexe Sexe Sexe
masculin féminin masculin féminin masculin féminin d'âge
En En En En En En % % % % % % années années années années années années
0 à 1 an 1,84 59 1.59 43 1,12 47 0,95 29 3,94 53 2,51 37
1 à 20 ans 23 0,28 11 0,29 9 0,71 0,73 20 0,97 18 1,00 15
20 ans et au-delà. . . 18 1,34 1,04 42 2,00 61 0,59 37 1,59 29 3,27 48
Effet conjoint *.. . 0,03 0,06 0,03 0,03 0,14 0,21
Total 3,17 100 3,72 100 2,47 100 3 27 100 5,64 100 6,99 100
* L'effet conjoint a été calculé ici de façon résiduelle : différence entre (в*( - A*t) et la somme
des 3 effets isolés. Pour le calcul des pourcentages on a réparti proportionnellement l'effet conjoint
Alors que, pour le sexe masculin, plus de la moitié (53 %) des progrès réalisés
depuis 1946-Í949 sont dus à la baisse de la mortalité infantile, pour le sexe fémi
nin, près de la moitié (48 %) sont dus à la à 20 ans et plus. La mortalité
juvénile (de 1 à 20 ans) n'a qu'un faible poids, quel que soit le sexe, et malgré la baisse
importante des quotients de mortalité à ces âges, car ceux-ci sont de toute façon très
faibles.
U) Pour être plus précis, disons que :
(baaCo — a«o) + (aba^o — x«o) + (aabCo — = (вво — Аво) — a
a étant l'effet conjoint de la baisse de la mortalité aux trois époques de la vie envisagée. En réalité
quand les calculs effectués portent sur des baisses de mortalité relativement faibles, l'effet con
joint est lui-même très faible.

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