Étude canadienne de suivi de la mortalité selon le recensement,1991 à 2001

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oComposante du produit n 82-003-X au catalogue de Statistique CanadaRapports sur la santé ArticleÉtude canadienne de suivi de lamortalité selon le recensement,1991 à 2001 par Russell Wilkins, Michael Tjepkema, Cameron Mustard et Robert ChoinièreSeptembre 2008o oStatistique Canada, n 82-003-XPF au catalogue • Rapports sur la santé, vol. 19, n 3, septembre 2008 27Étude canadienne de suivi de la mortalité selon le recensement, 1991 à 2001 • Travaux de rechercheÉtude canadienne de suivi de lamortalité selon le recensement,1991 à 2001par Russell Wilkins, Michael Tjepkema, Cameron Mustard et Robert Choinièren des buts de la politique canadienne sur laRésuméContexte U santé est de réduire ou d’éliminer lesUne importante étape du suivi des progrès réalisésen vue de réduire ou d'éliminer les inégalités enmatière de santé consiste à déterminer la inégalités socioéconomiques en matière derépartition des taux de mortalité parmi divers1groupes définis selon le niveau de scolarité, la santé . Pour atteindre cet objectif, il estprofession, le revenu, la langue, l’appartenanceethnique, et le statut d’Authochtone, l’appartenanceà une minorité visible et la situation vis-à-vis des important de déterminer la répartition selonlimitations d’activité. Le présent article décrit lesméthodes utilisées pour coupler les données du l’état de santé parmi des groupes définis enquestionnaire complet du recensement auxdonnées sur la mortalité et fait état ...

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Composante du produit n o 82-003-Xau catalogue de Statistique Canada Rapports sur la santé

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Étude canadienne de suivi de la mortalité selon le recensement, 1991 à 2001  

parRussell Wilkins, Michael Tjepkema,  Cameron Mustard et Robert Choinière

Septembre2008

Statistique Canad o ntsaé,rus  al ppaRstroacata  u e •olug 82a, n-XPF-003 o  . ol, 19v2008tpmerb en3 ,es 27 Étude canadienne de suivi de la mortalité selon le recensement, 1991 à 2001 • Travaux de recherche

Étude canadienne de suivi de la mortalité selon le recensement, 1991 à 2001

par Russell Wilkins, Michael Tjepkema, Cameron Mustard et Robert Choinière

U C R n o e é n i s t m e u p x o t m r e t é ante étape du suivi des progrès réalisés U r sulala politbuts de daeinn eqieuc na sed n ilimd é’elsen r  santé est de réduire ou r g e m é r n p o a   t v a u i r u p è t e r i e t   e i d   o d e n   e é   r   f d i é s e n d a s i u n s   t t   ir s é a e   e u   c l x o o o   u n n d     s e l d i   e ' s   é t m n l e i i o   v m r à t e i   a n a d l e i u é t r   t   é d l e   e r e p   s m a s  i i r c n n m o é e l i r   a g  l d r a i a i l t i v é t e , é r   s l s   a en inégalités socioéconomiques en matière de profess s i   o d n,le revenu, la langue, l’appartenance santé 1 . Pour atteindre cet objectif, il est   e à t   h u n n i e q   u m e i , n  e o t r   it le é     s v t is a i t b u l t e     d e ’ t   A  l u a t   h s s i o t e c u n h a t  t ti a o o r n t n i e   c ,  v l l i e ’ s   a - d p à é - p v c a i ri r s t t     d e le e n s s an i ce mportant de déterminer la répartition selon l q d m i u o m é e n i t t s n h a t é o i ti o e d o n s e n   n s s s   a   u u i d r r t ’   i e l l a i   a s c c   t é o i m e v m o i s t r p   é t l p . a e   o l t L i   u t e d r é     u p c e   r o r t é   e u f c p a l e i e n r s   é l t e e a m s t     e d d n o e t n   n a é u e x s du de santé parmi des groupes définis enl’état constatations simples pour les t     principaux groupes f . du niveau de scolarité, de laonction du revenu, L D a o   n m n or é ta e li s t   é e   t a   fa m it é l t 'o h b o je d t e d s a99 1ni1 ' é ju d 4 u  dv   i 1 u d i e%     s 5 u   n p e u rofession, de la langue et de l’appartenance l r 3 a e 1     p m d o p é p li c u   e l l e a m   t q i b o u r n e e     s d 2 ti e 0 o   0 C n 1 n a   a p n i a a r r d e i   m e c i n   o s u m   n d p   ' l â e c g t h   e d a   u a n   t d i R l u l e l o t c n e e     n q s u e i  m on e t nt d e e thnique, du statut d’Autochtone ou de 0 1 a 0 9 u 0 9 x   1   d   d ( é e e c   n è m v s i o ) r . r o   t L n a e   li 2 s t   , é t 7 a   u m x il   l d i e o   n m s  o é d r e t   a s p l e i e t lo r é s  s o e n l n o e n s  l , '   â d g o e n   t e   t 2  l 6 e 0 s l’appartenance à une minorité visible, et de la t c a al p c p u o l r é t s s     p d o e ur  r l i e s s q     u d n i e v o s  e r i r m n s s   a t g li a r s n o t u s a   p n e é s s ,    t n e o   t l   u ' l â t e   g s c   e o t   a o m b n l m t e   e s é     t l d é e e s situation vis-à-vis des limitations d’activité. r s R m é or s t u al l i t t a é t d s u moment. Chacune de ces caractéristiques doit être s C o o c m io p é é a c c r o at n i o o v m e m i i m q q e u u n e e t m   m a e e u n n x t t       p f d a e é v r f o s a r o v i n s o é r n i e e s s s é ,  e l s e   s p   r p é e s r e s n o t n a nes directement examinée selon les aspects les plus d so e c s i  t o l a a ux o   n de mortalité plus élevés, peu import i e ent fondamentaux de la santé : la vie ou la mort, et e q d u ét f e e r s m   s s i i i o n t n é u   e a o   t s i u  e o l l n e o     n s r   o e l c v e i   e o n n i é u v c . e o  L a n e u o   s m   d c i e q o  s u n c s e t o   l a a a i t t r a   i t t é i é t o , é   n l s a les risques relatifs de décès prématuré s r p é o r v o nt è   l p e l n u t s     u p n r   o g n r o a n di c e é n e t s     e v n e   r e s s  l c e a   li b e a r s ,    o d ù e     l l e a  s  hi m é a r r a c rc h h e i s e attribuable à diverses causes. socioéconomique que vers le haut. Mots clés Plusieurs pays ont entrepris la Suisse 32-34 , la Belgique 35 , l T d o a 'é n u g x i   t d u li e d s   i s n m a o l, r   t p al o it p é u   l n at o i r o m n  a e li x s c é l s u   a s n el t  o l n e   s l'   â p g e e n , sionnaire d s  l’Autriche’importantes études de cohorte 36 , la Lituanie 37 , Israël 38 et tab ements institutionnels, risquesreprésentative de la population nationale la Nouvelle-Zélande 39 . Ces études s p o r c o i p o o é r c ti o o n n o n m e i ls q , u  c e, o   u a p n l a a l g y e s   e d   ' d e e n   r s e u g r i v s i t e r . ements,  surtout sur les différences selonsur la mortalité selon la situation portent Auteurs  niveau de scolarité et la profession. lesocioéconomique (habituellement par Russell Wilkins (1-613-951-5305;  Ellesun couplage avec les registres de la démontrent systématiquement que [e-mail]) travaille à la  taux de mortalité sont plus élevéspopulation et les recensements les Division de l'information et de la recherche sur l n a  les États-Unisationaux) : 2-5 chez les personnes moins instruites , s K a 1 n A t   é 0   T d 6 e ;     S M t i a c ti h s a ti e q l  u T e je  C p a k n e a m d a a   , (   1 à -   4 O 1 tt 6 a -9 w 5 a 2  ( - O 46 nt 2 a 0 r ; io l ),  appartenant aux catégoriese Royaume-Uni ou l’Angleterre et le et M Di ic vi h s a io el n .   T d j e e   p l' k in e f m or a m @ a s t t io at n c  e a t n   . d g e c   . l c a a  r )  e t c r h a e v r a c il h le e     à s   u l r a  l p a ays de Galles 6-9 , l’Écosse 10  de statut inférieur (et, la professionnelles sa a n m té e   r d o e n     S M ta u t s i t s a ti r q d u  t e Canada à  à Toronto (Ontario); France 11-16 , la Finlande 17-19 , le chez les personnes économiquement C ravaille l'Institute for Work aDenrkma 20-22 , la Suède 23-25  inactives) et plus bas chez les personnes, la ( a O nd n   t H ar e i a o l ) t ;  h R  e o t b  à e   r l t '   U C n h i o v i e n r i s è i r t e é     t d r e a   v T a o i r ll o e n   t à o  l , '   I à n   s T t o it r u o t nt N o orvège 26-29 , l’Italie 30 , l’Espagne 31 , plus instruites et appartenant aux li e du Québec, à n M a o t n i t o r n é a a l l     d ( e Q   u s é a b nt e é c   ) p . ubqu

28 Statistique Canad o 002- 8nauF XP3-golatac paR • eua ,téal rnas tropus s o , 8bmer2 00,3s peet9, 1 nl.vo Étude canadienne de suivi de la mortalité selon le recensement, 1991 à 2001 • Travaux de recherche   

catégories professionnelles de statut supérieur (postes de gestion et professionnels). De plus en plus, les chercheurs analysent les disparités de ce genre en fonction d’une cause particulière et souvent selon une optique internationale 40 (cancer du sein 41,42 , cancer du p 4, o 4 u 5 m 2 on 8 43 , maladies liées à l’alcool 4 , accident vasculaire cérébral 46 , cardiopathie ischémique 47 , toutes les maladies cardiovasculaires 48,49 ) ou par groupe d’âge (les gens d’âge moyen 50 et les personnes âgées 51 ). Au Canada, il n’y a eu aucune étude de cohorte représentative de la population nationale sur la mortalité selon la situation socioéconomique. On a plutôt mené plusieurs études de suivi de la mortalité par couplage d’enregistrements à partir de certains échantillons de la population (ou à partir des fichiers de données administratives à son sujet) 52-64 . Bien que ces études contribuent à notre connaissance des différences socioéconomiques liées à la mortalité au Canada, leur généralisabilité est limitée par le champ de l’univers visé (p. ex. géographiquement ou selon l’âge, le sexe et/ou la profession), la petite taille des échantillons, le manque d’information sur la cause de décès, ou une combinaison de ces contraintes. Étant donné les limites de l’information existante, nous avons créé une base de données couplant les données du questionnaire complet du recensement aux données sur la mortalité pour élaborer un ensemble d’indicateurs de base de la mortalité aux fins du suivi des disparités en matière de santé au Canada. Plus précisément, nous visions à faciliter les analyses de la mortalité et des causes de décès au moyen d’indicateurs de la position sociale, de la profession et du secteur d’activité, de l’appartenance ethnique, du lieu de naissance et d’autres variables sociodémographiques, ainsi qu’à faciliter les analyses à plusieurs niveaux de ces effets, y compris les variations locales. Le présent document décrit les méthodes utilisées pour créer la base de données et il fait ressortir

quelques constatations élémentaires qui illustrent l’étendue et le niveau de détail (ainsi que le potentiel de recherche) de la base de données. Grâce à l’information abondante fournie par le questionnaire complet du recensement, la présente étude nous permet de dégager des renseignements de base sur la mortalité selon un vaste éventail de caractéristiques personnelles et familiales et de caractéristiques du ménage et du quartier. Méthodes La mortalité a fait l’objet d’un suivi pendant plus d’une décennie parmi un échantillon de 15 % des Canadiens d’âge adulte (quelque 2,7 millions de personnes) qui ont rempli le questionnaire complet du Recensement de 1991. Au cours de la période de suivi (du 4 juin 1991 au 31 décembre 2001), il y a eu plus de 260 000 décès dans l’échantillon. L’étude a été approuvée par le Comité des politiques 65 de Statistique Canada après la tenue de consultations avec le Comité de la confidentialité et des mesures législatives de Statistique Canada, la Division des services d’accès et de contrôle des données et le Commissaire à la protection de la vie privée du Canada. Elle a été approuvée par le Comité de l’éthique en recherche de l’Université de Toronto et a fait l’objet d’un examen par les pairs de l’Initiative sur la santé de la population canadienne, des Instituts de recherche en santé du Canada et du Conseil consultatif de la recherche de la Commission de la sécurité professionnelle et de l’assurance contre les accidents du travail de l’Ontario. Elle a également été assujettie à un examen interne de l’Institut national de santé publique du Québec, de l’Institute for Work and Health et de la Division de la statistique de la santé de Statistique Canada. Couplage au fichier de rapprochement Les fichiers électroniques des données du recensement ne contenaient pas de

noms, mais il fallait les noms pour trouver les décès correspondants. Par conséquent, nous avons fait un premier couplage à partir d’un fichier de liste nominative (fichier de noms) pour rapprocher les fichiers du recensement et ceux des décès. Les noms ont été chiffrés avant le couplage et n’ont pas été conservés dans le fichier d’analyse. Le fichier de noms a été extrait à partir des données des déclarants de 1990 et de 1991 (les déclarations généralement produites en avril 1991 et en avril 1992 — environ deux mois avant ou 10 mois après le 4 juin 1991, jour du recensement). De plus, le fichier de noms contenait la date de naissance et le code postal, en plus de la date de naissance du conjoint (y compris du conjoint de fait). Nous avons d’abord apparié les enregistrements de conjoints (au moyen des numéros d’assurance sociale chiffrés), et les renseignements supplémentaires sur l’autre conjoint ont été copiés dans l’enregistrement de chaque conjoint. Les enregistrements du fichier de liste nominative des deux années pour la même personne ont ensuite été comparés. Les changements constatés dans le code postal, les dates, l’état matrimonial ou les noms (p. ex. remplacement du nom de jeune fille par le nom de personne mariée) ont donné lieu à la production d’autres enregistrements de remplacement pour ces cas, afin que les appariements subséquents puissent être faits avec l’enregistrement le plus pertinent. Nous avons ensuite procédé à un couplage d’enregistrements probabiliste du fichier du recensement au fichier de noms. Ce couplage était essentiellement fondé sur les dates de naissance et les codes postaux (des deux conjoints, le cas échéant). Comme la plupart des gens figurant dans le fichier de noms n’avaient pas rempli un questionnaire complet du recensement (administré à un échantillon de seulement 20 % des ménages), et comme nous voulions limiter les faux couplages positifs, nous avons d’abord procédé à un appariement déterministe

Statistique Canad o a, né,rosts rul  aastntacagulo• e ppRa28 300-FPX- ua  o  vol. 19, n32008bre ptem, se 29 Étude canadienne de suivi de la mortalité selon le recensement, 1991 à 2001 • Travaux de recherche

de l’univers entier du recensement avec le fichier de noms. (Toutefois, puisque les codes postaux n’avaient pas été saisis à partir des enregistrements du questionnaire abrégé du recensement, les codes postaux ont d’abord été imputés dans le cas des enregistrements du questionnaire abrégé à partir du code postal des voisins les plus proches [numéro de ménage supérieur ou inférieur du même secteur de dénombrement]. Si les codes postaux des deux ménages donneurs différaient, les deux étaient conservés dans des enregistrements complémentaires.) Les personnes figurant dans le fichier de noms qui étaient mieux appariées avec un enregistrement du questionnaire abrégé du recensement ont été exclues de la liste des éventuels membres de la cohorte. Ce processus réduisait la possibilité de faux couplages positifs à des personnes figurant dans le fichier de noms qui n’étaient pas admissibles comme membres de la cohorte visée par le suivi de la mortalité. À l’aide de techniques de couplage d’enregistrements probabiliste 66 , les enregistrements du recensement visés par l’étude (N=3 576 487 provenant des questionnaires complets remplis par des personnes de 25 ans et plus) ont ensuite été appariés avec le reste des enregistrements du fichier de noms. Dans l’ensemble, 80 % (N=2 860 244; le taux de « réponse ») des enregistrements visés du recensement ont été appariés avec le fichier de noms. Des renseignements sur le taux d’appariement, qui variait selon les caractéristiques socioéconomiques, sont présentés à la section des résultats. L’exactitude du couplage entre les enregistrements visés du recensement et le fichier de noms a également été évaluée. D’après une recherche manuelle dans un échantillon aléatoire stratifié des questionnaires manuscrits du recensement, il a été déterminé que 99 % des appariements étaient valables, c’est-à-dire que les enregistrements étaient appariés avec la bonne personne.

Membres de la cohorte au moins six mois. Ainsi, les personnes Les personnes étaient admissibles c d’ o h n o n s a p i i s t s a a li n s t a   tio u n n     ou  c d o ’ u i r n t c   arc é é p r i a s t o i d o e n comme membres de la cohorte à l’étude si elles étaient des résidents habituels  n’étaient pas considérées comme des du Canada le jour du recensement, si i p n e s n ti s t i u o t n io n n ai n r e e l s s    et ét d a ’ i é e t n a t  b a l d is m s i e ss m i e bl n e t s s elles figuraient dans les enregistrements  comme membres de la cohorte à l’étud du questionnaire complet du  e recensement et si elles avaient au moins  si leur ménage avait reçu le questionnaire 25 ans le jour du recensement. Il s’agit co S m e p u l l e e t s     d le u s     r p e e c r e s n o s n e n m es e   n q t u . i avaient été des 3,6 millions de personnes visées indiquées au tableau 1. r c e o c h e o nsées pouvaient f s a   i s r u e  r p  l a a rtie d l e i  l é a Toutefois, parmi les personnes des d r o te n . n   é D e e s  s o  r n a t  p ré p v o é rt lé que 3,   4 q 3  ua % d t admissibles, seulement celles qui étaient la population canadienne de âges e appariées avec un enregistrement de  tous nom pouvaient faire l’objet d’un suivi n’ u a e   l p q a u s e     ét 9 é 6  r 5 e   c 0 e 0 n 0 s   é p e e   rs e o n  n 1 n 9 e 9 s 1 .  , s L o e i s t fiable de la mortalité. Nous avons tenté  q d’apparier avec un enregistrement de s p u e s r c s e o p n t n ib e l s e   s  o d u ’ b êt l r i e é   e j s e   un ét e a s i ,  en m t o   b p il lus nom uniquement les personnes pour à faible revenu, d’ascendan e c s e , lesquelles au moins l’année de naissance  autochtone 67  bri.ou san était déclarée (et non imputée) et pour  s a lesquelles il y avait un code postal ré C c o éd m e m m e  m n e o nt u , s     2 l   ’ 8 a 6 v 0 o  2 n 4 s  4  m p entionné (déclaré ou imputé, puisque la plupart a p dmissibles comme memb er s s   o d n e n  l e a s des codes postaux imputés étaient de ohorte ont été couplés av r e e c succès grande qualité). Parmi les c au fichier de e foi, pour enregistrements visés du recensement, réduire la tail   l n e  o d m e  s l . a     T c o oh ut o e rte f s inale à 716 243 (ou 20 %) ne pouvaient être couplés au fichier de noms. 1 2 5 5    a % n  d s  e la e   t p   op p u l l u ation  ( c 1 a 8 n , a 2 d   i m e i n ll n i e o  d n e s Pour être considéré comme un  s d’habitants), nous avons retiré au hasard pensionnaire d’établissement  environ 4,4 % (125 092 enregistrements institutionnel (détenu) et donc non  de personne) de l’échantillon susceptible admissible comme membre de la n a ulier vivant dans un c ét o a h b o l r i t s e s , e  u men p t  r i t n i s c titutionnel le jour du d 2  ’ 7 u 3 n 5    1 s 5 ui 2  v p i, e   rs d o e n   ne f s a   ç d o a n n   s l à a    c l o a h i o s r s t e e r . recensement devait n’avoir eu aucune  Ainsi, le ratio final entre la cohorte autre résidence au Canada ou devait  et la population d’intérêt faisant partie avoir vécu à l’établissement pendant  du champ de l’étude était de 76 % Tableau 1 Calcul de la cohorte à partir des enregistrements du recensement visés par l'étude, et calcul de la cohorte en pourcentage de la population de 1991 âgée de 25 ans et plus, Canada

Nombre

Calcul de la cohorte Enregistrements visés du recensement (résidents du Canada de 25 ans et plus ayant rempli le questionnaire complet) 3 576 487 Non couplés au fichier de noms 716 243 Couplés au fichier de noms 2 860 244 Couplés au fichier de noms, mais ne faisant pas l'objet d'un suivi des décès* 125 0 Couplés au fichier de noms et faisant l'objet d'un suivi des décès (la cohorte) 735 152 2 Pourcentage de la population Estimation de la population de l'ensemble du Canada au milieu de l'année 1991, population de 25 ans et p † lus 18 225 349 Cohorte en pourcentage de la population de 25 ans et plus (%) 15,0 * échantillon aléatoire simple de 4,4 % des enregistrements couplés au fichier de noms † CANSIM, tableau 051-0001/3604 Source  É:la mortalité selon le recensement, 1991 à 2001.tude de suivi de