Compression de la mortalité et rectangularisation de la courbe de survie au Québec au cours du XXe

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Article« Compression de la mortalité et rectangularisation de la courbe de survie au Québec au coursdu XXe siècle » Sylvie Martel et Robert BourbeauCahiers québécois de démographie, vol. 32, n° 1, 2003, p. 43-75. Pour citer cet article, utiliser l'adresse suivante :http://id.erudit.org/iderudit/007411arNote : les règles d'écriture des références bibliographiques peuvent varier selon les différents domaines du savoir.Ce document est protégé par la loi sur le droit d'auteur. L'utilisation des services d'Érudit (y compris la reproduction) est assujettie à sa politiqued'utilisation que vous pouvez consulter à l'URI http://www.erudit.org/apropos/utilisation.htmlÉrudit est un consortium interuniversitaire sans but lucratif composé de l'Université de Montréal, l'Université Laval et l'Université du Québec àMontréal. Il a pour mission la promotion et la valorisation de la recherche. Érudit offre des services d'édition numérique de documentsscientifiques depuis 1998.Pour communiquer avec les responsables d'Érudit : erudit@umontreal.ca Document téléchargé le 20 September 2011 02:42 | | | ...................... ...................... Cahiers québécois de démographie Vol. 32, no 1, printemps 2003, p. 43-75. Compression de la mortalité et rectangularisation de la courbe de esurvie au Québec au cours du XX siècle *Sylvie MARTEL et Robert BOURBEAU eAu cours du XX siècle, la baisse de la mortalité s’est accompagnée d’un change-ment marqué de son profil ...
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« Compression de la mortalité et rectangularisation de la courbe de survie au Québec au cours du XX e siècle »  Sylvie Martel et Robert Bourbeau Cahiers québécois de démographie, vol. 32, n° 1, 2003, p. 43-75.    Pour citer cet article, utiliser l'adresse suivante : http://id.erudit.org/iderudit/007411ar Note : les règles d'écriture des références bibliographiques peuvent varier selon les différents domaines du savoir.
Ce document est protégé par la loi sur le droit d'auteur. L'utilisation des services d'Érudit (y compris la reproduction) est assujettie à sa politique d'utilisation que vous pouvez consulter à l'URI http://www.erudit.org/apropos/utilisation.html
Érudit est un consortium interuniversitaire sans but lucratif composé de l'Université de Montréal, l'Université Laval et l'Université du Québec à Montréal. Il a pour mission la promotion et la valorisation de la recherche. Érudit offre des services d'édition numérique de documents scientifiques depuis 1998. Pour communiquer avec les responsables d'Érudit : erudit@umontreal.ca  
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Cahiers québécois de démographie Vol. 32, no 1, printemps 2003, p. 43-75.
Compression de la mortalité et rectangularisation de la courbe de survie au Québec au cours du XX e siècle
Sylvie MARTEL et Robert BOURBEAU *
Au cours du XX e siècle, la baisse de la mortalité sest accompagnée dun change-ment marqué de son profil selon lâge et selon la cause. À une forte mortalité infantile a succédé une mortalité se produisant principalement chez les person-nes âgées de 65 ans et plus. Cette amélioration notable de la survie aux jeunes âges, accompagnée dun report des décès à des âges plus avancés et se produi-sant généralement dans un intervalle dâges de plus en plus petit (compression de la mortalité), fait normalement en sorte que la courbe de survie devient pro-gressivement rectangulaire (rectangularisation de la courbe de survie). Cest ce quon a observé au Québec à laide dindicateurs sélectionnés de façon systéma-tique. Même si elle continue de progresser, on constate cependant que la com-pression de la mortalité ralentit son rythme depuis 1960; quant à la rectangulari-sation de la courbe de survie, elle est de plus en plus visible aux âges élevés. Lorsque la compression de la mortalité au Québec est comparée à celle de divers pays, on constate quelle est plus prononcée au Québec quau Danemark, aux États-Unis et en Hongrie, mais moins quau Japon, aux Pays-Bas et en Suède. Selon les données de la période 1995-1999, la rectangularisation de la courbe de survie est plus prononcée au Québec que dans les trois premiers pays mention-nés et moins que dans les trois derniers. Les deux phénomènes étudiés sont aussi prononcés au Québec que dans lensemble du Canada.  English abstract, p. 75.  
 * Département de démographie, Université de Montréal, et Centre interuni-versitaire détudes démographiques. Les auteurs tiennent à remercier Kirill Andreev, qui a collaboré à létablissement des tables de mortalité utilisées dans cette étude, ainsi que Mélanie Smuga et Marie-Hélène Lussier, qui les ont aidés à mettre le texte en forme. Cette recherche a pu être réalisée grâce à lappui financier du Conseil de recherches en sciences humaines du Canada (410-2000-0481). Cet article est tiré du mémoire de maîtrise de « Sylvie Martel : Évolution de la dispersion des durées de vie au Québec au cours du XX e  siècle », présenté au Département de démographie de lUni-versité de Montréal.
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44 S YLVIE MARTEL ET R OBERT BOURBEAU A pu acgonuéres  dduu nX cX e h asinègcelem, elan t bamisasreq udée  ldae  msoonrt aplritoéf ils esselt oanc cloâmge- et selon la cause. À une forte mortalité infantile a succédé une mortalité se produisant principalement chez les personnes âgées de 65 ans et plus.  Lamélioration des habitudes de vie, de la santé publique et de lhygiène personnelle et les progrès de la médecine ont eu pour effet daugmenter la survie aux âges élevés et très élevés. Au Québec, entre 1921 et 2000, la proba-bilité de survivre jusquà 65 ans est passée de 49 % à 86 %, et celle de survivre jusquà 80 ans de 20 % à 55 %. Cette amélioration notable de la survie aux jeunes âges, accompagnée dun report des décès à des âges plus avancés et se produisant généralement dans un intervalle dâges de plus en plus petit (compression de la mortalité), fait normalement en sorte que la courbe de survie devient progressivement rectan-gulaire (rectangularisation de la courbe de survie). Cet article a pour but de montrer lexistence au Québec de ces deux phéno-mènes fortement associés, den saisir lévolution au cours du temps et de les comparer à ceux qui sont observés dans divers pays. Il nous amènera à discuter du lien entre la hausse de lespérance de vie et les changements dans la dispersion des durées de vie individuelles, ainsi que de lévolution des phéno-mènes étudiés par rapport à leur maximum possible.
DÉFINITION DES CONCEPTS Dans cette étude, il y a compression de la mortalité lorsquune proportion donnée de décès se produit dans un intervalle dâges de plus en plus petit. La rectangularisation  de la courbe de survie, cest-à-dire le fait que la courbe de survie ressemble de plus en plus à un rectangle, est liée, dans sa partie horizon-tale, à la forte baisse de la mortalité aux jeunes âges et, dans sa partie verticale, à la concentration des décès, dans un plus petit intervalle dâge, aux âges avancés. La rectangularisation indique généralement quil se produit également une compres-sion des âges au décès étant donné que la rectangularisation de la courbe de survie se produit lorsque les décès de la table ont lieu dans un intervalle dâges de plus en plus petit autour dun âge modal au décès qui augmente, lâge modal au décès correspondant à lâge où se produit le plus grand nombre de décès de la table. La compression et la rectangularité parfaites sont ainsi obtenues lorsque tous les décès prématurés sont éli-minés et que tous décèdent au même âge.
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REVUE DES ÉTUDES ET DES INDICATEURS La rectangularisation de la courbe de survie fut introduite pour la première fois par Comfort en 1964 (Robine, 2001), mais c est à Fries (1980) quon attribue le plus souvent lintroduction de ce concept. La théorie de Fries suppose lexistence dune durée maximale de la vie humaine; ainsi, la hausse de lespérance de vie à la naissance (durée moyenne de la vie) se heurte à cette durée maximale et la courbe de survie devient alors de plus en plus rectangulaire. On observe aussi un déplacement des mala-dies chroniques vers les âges élevés, dans un intervalle de plus en plus réduit, ce qui amène une compression de la morbidité . Cette théorie na pas fait lunanimité parmi les chercheurs car plusieurs constatent une poursuite de la baisse de la mortalité aux grands âges, ce qui, à lencontre de la théorie de Fries, amènerait une expansion de la morbidité. Ce débat a conduit à la réalisation de plusieurs études. Depuis Fries, plusieurs auteurs ont eu recours à ces con-cepts de compression et de rectangularisation pour décrire lévolution de la mortalité dans plusieurs pays, dont la France (Robine, 2001), la Suisse (Paccaud, 2000; Paccaud et al., 1998), les Pays-Bas (Nusselder, 2000; Nusselder et Macken-bach, 1996) et les États-Unis (Lynch et Brown, 2001; Kannisto, 2001, 2000a, 2000b; Wilmoth et Horiuchi, 1999; Eakin et Witten, 1995; Manton et Singer, 1994; Hill, 1993; Rothenberg et al., 1991; Myers et Manton, 1984; Schneider et Brody, 1983; Fries, 1980; Keyfitz, 1977). Des études ont également été réali-sées au Canada (Desjardins, 1993; Nagnur, 1986) et au Qué-bec (Pelletier et al., 1997), mais seule létude de Nagnur (1986) utilise un indicateur précis, lentropie, pour démontrer la pré-sence de ces phénomènes. La plupart des auteurs ayant réalisé des études sur un pays pour une période donnée obtiennent les mêmes conclusions, cest-à-dire une tendance à travers le temps à une compression des âges au décès et à une rectangu-larisation de la courbe de survie. Les études sur les États-Unis en arrivent quelquefois à des résultats contradictoires, selon la nature des indicateurs choisis. En fait, les phénomènes de compression de la mortalité et de rectangularisation de la courbe de survie sont fortement in-fluencés par la baisse de mortalité qui sest produite aux pre-miers âges de la vie (Kannisto, 2000b; Myers et Manton, 1984), et il a été démontré que les résultats obtenus par le calcul de différents indicateurs dépendent de lâge de départ choisi pour étudier ces phénomènes (Robine, 2001). Cet âge de départ peut
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46 S YLVIE MARTEL ET R OBERT BOURBEAU être fixe (un âge précis) ou mobile (lâge modal au décès par exemple), mais les auteurs sentendent généralement pour dire que le choix dune référence mobile donne des résultats plus représentatifs de la réalité étant donné que le calcul des indica-teurs, à partir dune référence fixe, peut être affecté dun biais. Quant aux indicateurs à utiliser, aucun consensus nexiste parmi les chercheurs sur la façon de mesurer la compression de la mortalité et la rectangularisation de la courbe de survie (Robine, 2001; Wilmoth et Horiuchi, 1999). Mentionnons que la grande variété possible dindicateurs rend le choix difficile; Robine (2001) en a dénombré seize dans une revue récente de la littérature effectuée sur le sujet. Cependant, comme lont montré Wilmoth et Horiuchi (1999), il existe une forte corréla-tion entre plusieurs de ces indicateurs, et il nest pas utile de les retenir tous. Dans une première étude (Martel, 2002), nous avions exa-miné huit indicateurs 1  parmi les plus utilisés dans les diffé-rents travaux, qui permettaient de bien saisir la présence des phénomènes, de détailler leur évolution dans le temps et de situer le Québec par rapport à divers pays. Dans cet article, nous en avons retenu quatre pour les fins de notre démonstra-tion. Nous utiliserons dabord lâge modal au décès  et le pour-centage de décès se produisant à lâge modal  pour introduire létude des phénomènes de compression et de rectangularisa-tion. Ces indicateurs ont été retenus parce quils montrent clai-rement le déplacement de la mortalité vers les âges élevés. Lâge modal au décès correspond à lâge où se produit le plus grand nombre de décès de la table, cest la durée de vie la plus commune (Kannisto, 2000a). Comme il est mobile, cet indica-teur constitue un point de départ non biaisé pour létude et il a lavantage, contrairement à lespérance de vie à la naissance, de ne pas être influencé par la baisse importante de la mortali-té infanto-juvénile au début du XX e siècle. Lorsque lâge modal au décès augmente, il se produit une horizontalisation  de la courbe de survie. Le pourcentage de décès se produisant au mode nous indique, quant à lui, si de plus en plus de gens meurent à lâge modal, ce qui nous éclaire sur le degré de verti-calisation  de la courbe de survie. On le calcule simplement en
 1  Les résultats relatifs à ces huit indicateurs  mode, pourcentage de décès se produisant au mode, intervalle interquartile (IQR), écart type de lâge au décès au-dessus du mode, indicateur C x , quartiles, indice de rectangulari-té et entropie  sont exposés de façon détaillée dans Martel (2002).
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R ECTANGULARISATION DE LA COURBE DE SURVIE , Q UÉBEC , XX E SIÈCLE  47 divisant le nombre de décès de la table se produisant au mode par les décès de lensemble de la population 2 . Pour la compression de la mortalité, nous utiliserons lin-dicateur C x  suggéré par Robine (2001) et Kannisto (2000a, 2000b). Il représente le plus petit intervalle dans lequel se pro-duit une proportion x des décès de la table. Cet indicateur a été choisi pour sa mobilité et parce quil peut être calculé pour différentes proportions de décès, ce qui diversifie les résultats 3 . Nous nous intéresserons plus particulièrement à C 10 , C 25 , C 50  et C 90 . Ce dernier est intéressant dans la mesure où il peut montrer la présence dune compression de la mortalité alors que C 10 , C 25  et C 50  nen montrent plus, mais il devient signifi-catif seulement lorsque la mortalité infantile et celle de lenfance sont assez petites pour être exclues du calcul (Kannisto, 2000a, 2000b). Une diminution de la valeur de C x  dans le temps indique que les décès se produisent dans un intervalle dâge de plus en plus petit. Pour la rectangularisation de la courbe de survie, nous avons retenu lindice de rectangularité (R x ) comme indicateur. Il est suggéré par Robine (2001) et Kannisto (2000a). Nous lavons sélectionné parce quil est mobile, et surtout parce quil mesure concrètement le phénomène de la rectangularisation; il donne la surface située sous la courbe de survie par rapport à celle située sous le rectangle parfait déterminé par la ligne des survivants du départ et la verticale à laxe des abscisses où 1 % de leffectif initial est encore en vie (Robine, 2001; Kannisto, 2000a). Cela facilite la comparaison entre différentes régions ou périodes de temps. Il sera calculé pour des rectangles commen-çant à 0, 15, 65 et 80 ans. La formule qui permet de calculer R 0 est : R 0  = T(0)  T( α ) (2)   l(0) * α  et elle sécrit plus généralement sous la forme suivante : R x  = T(x) T( α ) (3)   l(x) * ( α  x) où T(x) est le nombre total dannées vécues à partir de lâge x dans la table,  α est lâge pour lequel 1 % de la population initiale de la table est encore en vie,  2  Pour le calcul des indicateurs, voir les exemples donnés en annexe. 3  Voir lannexe pour la formule et un exemple de calcul de lindicateur. | |
  
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48 S YLVIE MARTEL ET R OBERT BOURBEAU  l(x) est le nombre de survivants à lâge x dans la table (Kannisto, 2000a). Une augmentation de x dans le temps in- R dique une rectangularisation accrue de la courbe de survie puisque la surface située sous la courbe de survie occupe un pourcentage de plus en plus grand de la courbe de survie par-faitement rectangulaire.
DONNÉES ET MÉTHODES Sources de données Les indicateurs proposés plus haut sont établis à partir dindices de tables de mortalité pour le Québec. Ces dernières sont tirées de la Base de données sur la longévité canadienne et construites par année dâge jusquà 110 ans, pour la période 1921-1999 4 . Le calcul de ces tables est fondé sur les données concernant les effectifs de la population et les décès, corrigés pour un certain nombre de problèmes 5 , selon lâge et le sexe. Les effectifs de population utilisés sont ceux estimés pour le 1 er  juin de chaque année de 1921 à 1970 (Statistique Canada, 2002b) et le 1 er juillet de chaque année de 1971 à 1999 (Statis-tique Canada, 2001). Ceux-ci sont publiés par année de calen-drier, sexe et année dâge de 0 à 89 ans, avec un groupe ouvert à 90 ans et plus. Depuis 1971, ils sont corrigés pour le sous-dénombrement net des recensements et contiennent une esti-mation des résidents non permanents en plus des Canadiens de retour. Bien que le système denregistrement des faits détat civil ne commence quen 1926 au Québec, nous avons, pour chaque sexe, les décès observés par année de calendrier de 1921 6  à 1949 et par année dâge de 0 à 99 ans, avec un groupe ouvert à  4  Les tables de mortalité de la Base de données sur la longévité canadienne, actuellement en développement, sont établies à laide de la méthodologie de la Human Mortality Database (HMD), accessible sur le site internet de la HMD. 5  Pour certains décès, lâge et (ou) la génération et (ou) le sexe nétaient pas définis. Pour 1921 à 1949, nous ne connaissions pas la répartition dans les triangles de Lexis et nous ne connaissions les décès que pour le groupe dâge 100 ans et plus. Dautres problèmes caractéristiques à certaines années ont également dû être corrigés. Toutes les corrections apportées à la banque de données originale sont décrites dans Bourbeau et al. (2003). 6  Les décès de 1921 à 1925 proviennent dannuaires statistiques du Québec et du Canada.
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R ECTANGULARISATION DE LA COURBE DE SURVIE , Q UÉBEC , XX E SIÈCLE  49 100 ans et plus (Statistique Canada, 2002a). De 1950 à 1999, nous utilisons des données de décès non publiées, ventilées par année dâge de 0 à 119 ans, année de calendrier, année de naissance et sexe (Statistique Canada, 2000).
Critique des données Les effectifs de la population du Québec par âge et sexe sont en général bien connus et de bonne qualité, sauf aux très grands âges, où on observe souvent une surestimation des effectifs. Pour pallier ce problème, nous avons utilisé, à partir de lâge de 80 ans, des effectifs de population reconstitués à partir des décès selon la méthode des générations éteintes (Vincent, 1951) et presque éteintes (méthode des taux de survie). Ces effectifs reconstitués sont généralement plus fiables que les effectifs provenant des recensements (Bourbeau et Desjardins, 2000b; Bourbeau et Lebel, 2000; Lebel, 1999; Elo et Preston, 1994; Condran et al., 1991; Coale et Kisker, 1990; Rosenwaike et Logue, 1983; Myers, 1966). En ce qui concerne les données québécoises de décès, elles sont de très bonne qualité en général. Aux grands âges, il faut prendre certaines précautions pour éviter de tenir compte de décès pour lesquels lâge est probablement surestimé. Par contre, pour les centenaires, Bourbeau et Desjardins (2001, 2000a) ont montré, à partir dune étude sur échantillon, que les données sont très bonnes entre 1985 et 1999 pour ce qui est des Canadiens français catholiques (nés au Canada). Pour évaluer la qualité des données de décès entre 80 et 100 ans, nous avons utilisé différents indicateurs suggérés et utilisés par nombre dauteurs (Bourbeau et Desjardins, 2000a; Bour-beau et Lebel, 2000; Coale et Kisker, 1990; Kannisto, 1988). Il sagit de lindice de Whipple, du ratio des quotients de mortalité à 100 et 101 ans, du ratio des décès à 105 et 100 ans et plus, du ratio des décès à 110 et 105 ans et plus, du ratio des décès des hommes et des femmes à 100 ans et plus ainsi que du ratio des décès des générations récente et ancienne pour une année et un âge donnés 7 . De façon générale, on constate que la couverture des don-nées est très bonne. Bien que certains résultats laissent entre-voir la présence de quelques problèmes comme la surestima- 7 Des résultats détaillés du calcul de ces indicateurs sont disponibles dans  Martel (2002).
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50 S YLVIE MARTEL ET R OBERT BOURBEAU tion de lâge au décès, on remarque quil y a clairement une amélioration de la qualité des données sur les décès observés au Québec puisque les résultats obtenus pour cette province se rapprochent de ceux de pays reconnus pour la grande qualité de leurs données, comme la Suède, la France, le Japon et les Pays-Bas, entre 1921 et 2000. La contre-vérification des décès de centenaires avec le certificat de décès qui seffectue depuis 1999 (Bourbeau et Desjardins, 2000b) devrait par ailleurs jouer en faveur dune qualité des données de plus en plus grande.
Méthodes Dans cette étude, diverses méthodes ont été employées pour pallier certains défauts des données comme la non-déclaration ou la mauvaise déclaration de lâge au décès et la surestima-tion des effectifs de population aux très grands âges. Ces mé-thodes sont décrites dans le mémoire de maîtrise de Martel (2002), dans le rapport de correction produit par Bourbeau et al. (2003) et dans le protocole des méthodes de la Human Mor-tality Database (Wilmoth et al., 2002). Le calcul des indicateurs de la compression et de la rectangularisation, présentés plus haut, se fonde sur des tables de mortalité complètes, établies selon la méthodologie utilisée par la Human Mortality Data-base. Nous avons choisi dutiliser des tables de mortalité du moment de préférence aux tables de génération, car il a été montré que le recul de la mortalité sénile est imputable à des facteurs du moment plutôt quà lavancement en âge de cohortes en meilleure santé (Kannisto, 1994).
RÉSULTATS Les décès et les survivants des tables de mortalité Selon les tables de mortalité québécoises, le pourcentage de décès de femmes aux âges élevés a beaucoup augmenté entre 1921-1924 et 1995-1999; il est passé de 51 % à 89 % au-dessus de 65 ans et de 21 % à 64 % au-dessus de 80 ans. Il en est de même pour les hommes; les pourcentages sont passés respectivement de 48 % à 81 % et de 19 % à 43 %. Cela se traduit par une augmentation de la survie facilement visible par lexamen des courbes de survie selon le sexe pour les périodes 1921-1924, 1955-1959 et 1995-1999 (figure 1). Lévo-lution de lâge où survivent encore 90 % de leffectif initial est
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R ECTANGULARISATION DE LA COURBE DE SURVIE , Q UÉBEC , XX E SIÈCLE  51 100 Femmes 80 60 40 20 0 0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100 110 Âge 100 Hommes 80 60 40 20  0
0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100 110 Âge 1921-1924 1955-1959 1995-1999 Source : tables de mortalité complètes quinquennales tirées de la Base de données sur la longévité canadienne. Figure 1. Distribution (%) des survivants selon lâge et le sexe, 1921-1924, 1955-1959 et 1995-1999, Québec encore plus saisissant : en 1995-1999, cet âge se situe à 64 ans pour les femmes et à 5 ans pour les hommes, alors quen 1921-1924 cet âge se situait à moins de 1 an pour les deux sexes. On remarque, par ailleurs, la très forte augmenta-tion du pourcentage de survivants aux jeunes âges et aux âges adultes entre 1921-1924 et 1955-1959, alors quentre 1955-1959 et 1995-1999, le pourcentage de survivants augmente plus aux âges adultes et élevés.
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52 S YLVIE MARTEL ET R OBERT BOURBEAU En examinant divers éléments des tables de mortalité qué-bécoises pour chaque sexe aux périodes 1921-1924, 1955-1959 et 1995-1999, on constate que le nombre de survivants à 5 et 65 ans a augmenté au cours de la période et ce, plus rapidement entre 1921-1924 et 1955-1959 quentre 1955-1959 et 1995-1999 (tableau 1). Il y a de plus en plus de survivants à 80 ans, mais le pourcentage daugmentation a diminué de 9 % pour les femmes alors quil a augmenté, presque doublé, pour les hommes entre la première et la deuxième partie de la pério-de. Ce résultat est probablement dû à la surmortalité mascu-line qui empêchait un grand nombre dhommes de survivre aux âges élevés alors que beaucoup de femmes sy rendaient déjà plus facilement. Il faut toutefois demeurer prudent avec les survivants à 100, et même à 80 ans, puisque la qualité des données était moins bonne durant la période 1921-1924. On le voit par la diminution du nombre de survivants masculins à 100 ans entre 1921-1924 et 1955-1959, cette diminution étant probablement due à une amélioration de la qualité des données au cours de cette période. Durant la seconde moitié du XX e siè-cle, laugmentation des survivants à 100 ans est considérable; il y a eu multiplication par 9,3 chez les femmes et par 6,2 chez les hommes. Pendant la période 1995-1999, alors quil y a une femme pour un homme à 5 ans, lécart sagrandit à 1,1 à 65 ans et à 1,5 à 80 ans, et on compte finalement près de 5 fois plus de femmes survivant à 100 ans. Quant aux probabilités de survie de la naissance à 5, 65 et 80 ans, elles ont continuellement augmenté entre 1921 et 2000. La probabilité de survivre de 80 à 100 ans diminue du-rant la première partie de la période, probablement à cause de la mauvaise qualité des données de 1921-1924, mais elle devient 4,5 fois plus grande entre 1955-1959 et 1995-1999. Laugmentation de la survie se remarque également dans le nombre dannées vécues à partir de lâge x pour un individu dâge x. De 1921-1924 à 1995-1999, le nombre dannées vécues a augmenté de 4,9 millions dannées au-delà de 5 ans, de 1,7 million dannées au-delà de 65 ans et de 637 738 an-nées au-delà de 80 ans. De ces 637 738 années, 71 % sont vécues par des femmes. Une augmentation des années vécues est également présente chez les centenaires puisque des multi-plications par 17 et par 6 se produisent respectivement chez les femmes et les hommes âgés dau moins 100 ans entre 1921-1924 et 1995-1999. Il est intéressant de remarquer que, pour une augmentation de survivants moins importante au cours de la deuxième partie de la période, le gain y est quand même plus
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