L’accroissement de l’espérance de vie en France, même s’il s’accompagne d’une baisse de la part des années vécues sans incapacité (Robine et al., 1994), est à l’origine d’une augmentation du nombre de personnes âgées dépendantes qui devrait s’amplifier à mesure que les générations du baby-boom vieilliront (Désesquelles, 1999). Ce pronostic pose la question de la prise en charge de la dépendance et renvoie à l’alternative bien connue entre maintien à domicile et « placement » en institution. Parmi plus de 12 millions de personnes âgées de 60 ans ou plus que comptait la France au recensement de 1999 (Courson et Madinier, 2000), près de 500 000 vivaient en institution médico-sociale [1]. Si la détérioration de l’état de santé joue un rôle décisif dans le placement en institution, d’autres facteurs interviennent assurément. On citera en premier lieu l’insuffisance de l’aide disponible, qu’elle soit professionnelle ou informelle, l’insuffisance des ressources ou encore l’inadaptation de l’habitat (Metzger et al., 1997 ; Simon et Fronteau, 1999). Sachant que l’aide aux personnes dépendantes est très souvent apportée par une personne de la famille (Renaut et al., 1995 ; Dutheil, 2001), on s’attend à ce que les personnes n’ayant pas de famille en mesure d’assurer cette aide, quelle qu’en soit la raison (absence de famille ou rupture des liens avec celle-ci, éloignement géographique, incompatibilité avec l’activité professionnelle, etc.), résident, toutes choses étant égales par ailleurs, plus fréquemment en institution.

Les résultats de l’enquête Handicaps-Incapacités-Dépendance (dite enquête HID) de l’Insee (Mormiche, 1998) permettent de vérifier cette hypothèse. En 1998, près de 15 000 personnes vivant en institution médico-sociale ont été interrogées sur les incapacités dont elles souffraient ainsi que sur leur environnement familial. Un an plus tard, un peu plus de 17 000 personnes vivant en ménage ordinaire ont répondu à ce même questionnaire (voir Annexe). On dispose ainsi d’éléments permettant de décrire et de comparer le réseau familial des personnes âgées de 60 ans ou plus selon leur mode d’hébergement (ménage/institution). Les informations recueillies à l’occasion de cette enquête nous ont toutefois conduits à adopter une définition restrictive de la famille : ces informations sont en effet limitées au conjoint [2] de la personne interrogée, à ses enfants et petits-enfants, à ses frères et sœurs ainsi qu’à ses parents et grands-parents. On ne sait rien des éventuels beaux-enfants, beaux-frères et belles-sœurs, ou même des arrière-petits-enfants de la personne interrogée.

Précisons enfin que les personnes étaient interrogées sur leur descendance, leur ascendance et leur fratrie (en ce qui concerne les personnes en vie). Le réseau familial que nous allons décrire est donc susceptible d’être le lieu d’échanges plus ou moins réguliers (visites, conversations téléphoniques, correspondance, aides diverses). Afin d’étudier l’impact de ce réseau au regard du mode d’hébergement des individus, nous décrirons d’abord le réseau familial « potentiel » des personnes âgées de 60 ans ou plus, puis nous nous intéresserons à l’activité de ce réseau en comparant de nouveau la situation des personnes vivant en ménage ordinaire à celle des personnes résidant en institution.

Tableau 1
Répartition par état matrimonial des personnes âgées de 60 ans ou plus selon le mode d’hébergement (en %)

Le tableau 2 indique la proportion de personnes vivant en institution dans chaque groupe d’âges décennaux, selon le sexe et l’état matrimonial légal. Par rapport aux personnes mariées, la surreprésentation des personnes veuves, séparées, divorcées et, plus encore, des célibataires dans les institutions y est très clairement mise en évidence : moins de 1 % des personnes mariées sont hébergées en institution contre 13 % des célibataires, 9 % des veufs ou veuves et 5 % des personnes séparées ou divorcées. L’augmentation avec l’âge de la proportion de personnes vivant en institution (de 1,1 % chez les hommes et 0,8 % chez les femmes âgés de 60-69 ans à 20,8 % chez les hommes et 34,2 % chez les femmes âgés de 90 ans ou plus) se vérifie quel que soit l’état matrimonial. Enfin, alors que jusqu’à 80 ans, les hommes, qu’ils soient célibataires, veufs ou mariés résident plus souvent en institution que les femmes, la situation s’inverse aux âges plus élevés : 18,4 % des femmes âgées de 80 ans ou plus vivent en institution contre 9,7 % des hommes du même groupe d’âges.

Tableau 2
Proportion de personnes vivant en institution selon l’état matrimonial, l’âge et le sexe (en %)

Comment expliquer la sous-représentation des personnes mariées en institution ? Présumant le rôle joué par la survenue ou l’aggravation de la dépendance dans l’entrée en institution, on peut se demander si la prévalence de la dépendance ne serait pas plus élevée chez les personnes « seules » que chez les personnes mariées. Comme dans le cas de l’étude de la mortalité différentielle selon le statut matrimonial (Vallin et Nizard, 1977 ; Colin, 1996), deux hypothèses pourraient être avancées pour expliquer la différenciation du risque de dépendance selon l’état matrimonial. La première est celle d’un effet de sélection : selon cette hypothèse, l’existence ou l’absence d’incapacités expliquerait, au moins en partie, l’état matrimonial des individus ; le cas des personnes handicapées, restées célibataires en raison de ce handicap, en serait l’illustration la plus parlante. Dans le cas des veufs, on peut imaginer qu’un effet de sélection agit de la façon suivante. On sait que les risques de décéder et de souffrir d’incapacités augmentent lorsque l’on descend dans la hiérarchie sociale (Desplanques, 1993 ; Mesrine, 1999 ; Cambois, 1999). En conséquence, la probabilité pour que l’un des membres d’un couple devienne veuf et souffre d’incapacités est plus forte si les conjoints sont ouvriers que s’ils sont cadres. La deuxième hypothèse est celle d’un effet protecteur du mariage. On trouve dans la littérature différents exemples d’effets bénéfiques attribuables à la présence d’un conjoint (contrôle exercé par le conjoint sur les comportements – en particulier consommation d’alcool et de tabac et comportements alimentaires –, incitation au suivi médical, soutien moral et affectif, etc.) qui, de toute évidence, ne sont pas sans conséquences sur la survenue d’incapacités.

Le tableau 3 retrace la prévalence de la dépendance (qu’elle soit d’origine physique et/ou psychique) selon l’âge, le sexe et l’état matrimonial.

Tableau 3
Proportion de personnes dépendantes⁽¹⁾ selon l’âge, le sexe et l’état matrimonial (en %)

Nous avons considéré comme dépendantes physiquement :

La dépendance psychique est quant à elle établie à partir des réponses aux questions suivantes :

Nous avons considéré comme dépendantes sur le plan psychique les personnes totalement incohérentes ou toujours désorientées ainsi que les personnes partiellement incohérentes et parfois désorientées.

Parmi les personnes âgées de 60 ans ou plus, 14,1 % des femmes mariées sont dépendantes contre 21,2 % des femmes séparées ou divorcées, 23,3 % des célibataires et 30,5 % des veuves. Chez les hommes, les veufs (29,5 %) et les célibataires (21 %) sont aussi plus souvent dépendants que les hommes mariés (17 %) mais ce sont les hommes séparés ou divorcés qui sont le plus épargnés par la dépendance (11,4 %). La structure par âge très différente selon l’état matrimonial pourrait expliquer en partie ces résultats. Lorsque l’on tient compte de l’âge, les choses sont beaucoup moins claires qu’il y paraît de prime abord. Chez les hommes comme chez les femmes, l’avantage des personnes mariées par rapport aux autres en termes de dépendance ne se confirme pas dans chaque groupe d’âges.

Quand bien même les personnes mariées et non mariées auraient des probabilités identiques d’être dépendantes, on imagine sans peine qu’une fois la dépendance survenue, la présence d’un conjoint favorise le maintien à domicile, pourvu que celui-ci soit lui-même valide et donc en mesure de jouer le rôle d’aidant. On s’attend en outre à ce que cet effet s’estompe avec l’âge : la probabilité que le conjoint aidant devienne lui-même dépendant augmente en effet à mesure que le couple vieillit. C’est ce que montre effectivement la figure 1 : chez les hommes comme chez les femmes, le risque relatif pour les célibataires et les veufs de vivre en institution par rapport aux personnes mariées diminue avec l’âge.

Un peu plus de la moitié des personnes résidant en institution n’ont ni frère ni sœur en vie (tableau 4) [4], alors que cette proportion n’est que de 27 % en ménage ordinaire. Mais la population vivant en institution est plus âgée que celle des ménages ordinaires : l’écart entre l’âge moyen de ces deux groupes est de plus de 10 ans (83,2 ans pour les premiers contre 71,5 ans pour les seconds). Pour éliminer ce biais, nous avons calculé quelle serait la proportion de personnes n’ayant ni frère ni sœur en vie parmi celles qui vivent en institution si elles avaient la même structure par âge que la population des ménages ordinaires âgée de 60 ans ou plus (standardisation). La proportion se réduit alors très sensiblement (de 54 % à 35 %) mais la différence de structure par âge et par sexe des deux populations n’explique pas complètement l’écart initialement observé. Dans chaque groupe d’âges, le nombre moyen de frères et sœurs en vie des personnes résidant en institution est lui aussi inférieur à celui des personnes en ménage ordinaire (tableau 5). Les personnes âgées de 60 ans ou plus vivant en ménage ordinaire ont en moyenne 1,9 frère et sœur en vie quand les personnes du même groupe d’âges résidant en institution n’en ont que 0,9.

Tableau 4
Proportion de personnes âgées de 60 ans ou plus n’ayant ni frère ni sœur en vie, selon le mode d’hébergement

Tableau 5
Nombre moyen de frères et sœurs en vie selon l’âge et le mode d’hébergement

L’examen de la descendance des personnes âgées de 60 ans ou plus conduit à des conclusions similaires. En ménage ordinaire, la proportion de personnes n’ayant pas d’enfant en vie n’est que de 14 %, contre 40 % en institution (tableau 6). De nouveau, cet écart peut résulter d’une différence de structure par âge et par état matrimonial entre les deux populations. Si les personnes âgées de 60 ans ou plus résidant en institution avaient la même structure par âge et par état matrimonial que la population des ménages ordinaires, la proportion de personnes n’ayant pas d’enfant en vie dans les institutions ne serait que de 23 %, mais elle resterait supérieure à celle observée en ménage ordinaire. Dans chaque groupe d’âges, le nombre moyen d’enfants en vie, de même que le nombre moyen d’enfants et petits-enfants en vie, est sensiblement plus élevé en ménage ordinaire qu’en institution (tableau 7 [5]). L’écart apparaît particulièrement marqué dans les groupes d’âges les plus jeunes, qui sont aussi ceux où la surreprésentation des célibataires dans les institutions est la plus forte. On note également qu’en ménage ordinaire, le nombre moyen d’enfants en vie diminue avec l’âge. Cette évolution résulte d’une part de l’augmentation de la probabilité de décéder des enfants lorsque, comme leurs parents, ils vieillissent, mais également de la descendance finale plus faible des générations les plus anciennes : les femmes de la génération 1930 ont eu en moyenne 2,64 enfants contre 2,11 pour les femmes de la génération 1900. En institution, cette évolution ne se retrouve pas. Ce contraste tient de nouveau à la différence de structure par état matrimonial des deux populations : si l’on exclut les célibataires du calcul, le nombre moyen d’enfants en vie des personnes âgées de 60 ans ou plus décroît avec l’âge, en ménage comme en institution (tableau 8).

Tableau 6
Proportion de personnes âgées de 60 ans ou plus n’ayant pas d’enfant en vie, selon le mode d’hébergement

Tableau 7
Nombre moyen d’enfants et petits-enfants en vie selon l’âge et le mode d’hébergement

Tableau 8
Nombre moyen d’enfants en vie des personnes non célibataires selon l’âge et le mode d’hébergement

Nous avons synthétisé l’ensemble des informations relatives à l’entourage familial des personnes âgées de 60 ans ou plus en distinguant cinq grands types de situations familiales [6] (voir encadré). En ménage ordinaire, 3 personnes sur 5 ont un conjoint et des enfants (tableau 9) ; à structure par âge et par sexe identique, ce ne serait le cas que d’une personne sur dix en institution. Avoir des enfants mais pas de conjoint est la situation la plus fréquente en institution (57 % des cas). Mais les situations plus défavorables sur le plan de l’étendue du réseau familial sont également surreprésentées en institution : un tiers des personnes âgées de 60 ans ou plus résidant en institution n’ont ni conjoint ni descendant, contre 8 % seulement en ménage ordinaire.

Tableau 9
Situation familiale des personnes âgées de 60 ans ou plus selon le mode d’hébergement (répartitions en %)

Quelle que soit la variable étudiée (nombre de frères et sœurs, nombre d’enfants, nombre de petits-enfants), l’effet de l’identité du répondant sur les résultats apparaît en effet complètement opposé en ménage et en institution. En institution, la situation est conforme à nos attentes : à âge égal, la taille du réseau familial est plus élevée lorsque l’enquêté a répondu seul au questionnaire que lorsqu’il y a répondu avec une aide partielle ou totale. En ménage ordinaire, on observe le phénomène inverse. Le recours à une aide pour répondre à l’enquête ayant été beaucoup plus fréquent en institution qu’en ménage ordinaire, les écarts constatés précédemment surestiment vraisemblablement les écarts réels mais le « désavantage » des personnes résidant en institution par rapport aux personnes vivant en ménage ordinaire ne saurait être remis en question. Dans un même groupe d’âges et à modalité de passation du questionnaire identique (réponse sans aide, réponse avec aide, réponses entièrement fournies par une tierce personne), le réseau familial des personnes en institution demeure en effet très significativement plus réduit que celui des personnes vivant en ménage ordinaire. Le réseau familial proche [7] des personnes vivant en ménage ordinaire comprend en moyenne 8,7 individus contre 4,6 pour les personnes résidant en institution (tableau 10). L’écart apparaît encore plus marqué lorsqu’on ne tient compte que des individus ayant répondu à l’enquête par l’intermédiaire d’une tierce personne (9,2 contre 3,6 personnes) et en revanche un peu plus faible lorsque le répondant est la personne sélectionnée pour l’enquête (8,6 contre 5,1 personnes).

Tableau 10
Taille moyenne du réseau familial proche⁽¹⁾ selon l’identité du répondant et le mode d’hébergement

Tableau 11
Proportion de personnes résidant en institution selon la situation familiale et la situation de dépendance (en %)

Nous supposerons que ce découpage rend compte de façon satisfaisante de la sévérité plus ou moins grande de la dépendance physique. Nous avons par ailleurs introduit dans le modèle une variable caractérisant l’origine sociale de la personne interrogée. Cette variable correspond à la dernière catégorie socioprofessionnelle de la personne interrogée ou à celle de son conjoint ou ancien conjoint si la personne interrogée n’a jamais travaillé.

L’analyse des résultats du modèle [8] met en évidence un effet très significatif des variables décrivant l’entourage familial des individus sur la probabilité de résider en institution (tableau 12). L’effet le plus marqué est celui de la situation de couple. Toutes choses égales par ailleurs, les personnes en couple ont un risque beaucoup plus faible de vivre en institution que les personnes seules (OR = 0,09). L’absence de conjoint est donc un facteur clé de l’entrée en institution. En outre, avoir des enfants, qu’il s’agisse de filles ou de garçons, favorise grandement le maintien à domicile. L’effet de la présence de frères et sœurs ou de petits-enfants apparaît difficile à déterminer en raison de la méconnaissance de la situation d’un cinquième des personnes hébergées en institution à cet égard.

Tableau 12
Facteurs influençant la probabilité de résider en institution (résultats de la régression logistique)

On s’attendait à trouver un effet très fort de la présence d’une dépendance physique sur la probabilité de vivre en institution : les résultats obtenus dépassent nos attentes. La dépendance physique, associée ou non à une dépendance psychique, est une variable très discriminante et son influence apparaît d’autant plus forte que la sévérité de la dépendance est grande. L’absence d’effet de la dépendance psychique seule est plus surprenante. On peut aussi s’étonner de constater qu’une fois la présence d’une dépendance contrôlée, l’effet de l’âge demeure. Faut-il y voir un effet de génération ? Soulignons que si notre modèle inclut un nombre important de variables, il ne prétend évidemment pas prendre en compte toute l’hétérogénéité de la population étudiée. En particulier, le niveau de ressources n’apparaît pas ici de manière explicite et la variable « origine sociale » ne neutralise sans doute qu’en partie l’hétérogénéité de la population sur le plan socio-économique. Il est possible que cet effet propre de l’âge dissimule celui de différences de revenus.

L’origine sociale apparaît en tout cas fortement discriminante. L’analyse oppose les employés (OR = 8,55), les professions intermédiaires (OR = 4,81) et les ouvriers (OR = 3,41) aux artisans, commerçants et chefs d’entreprise (OR = 1,44) et aux agriculteurs (OR = 1,00). Les cadres et les professions intellectuelles supérieures (OR = 2,69) se situent dans une position intermédiaire. Les catégories sociales les moins aisées ont donc, toutes choses égales par ailleurs, un risque plus élevé d’être placées en institution mais l’argument économique ne convient pas pour expliquer la position des cadres et des agriculteurs. La « hiérarchie » observée semble plutôt correspondre à une opposition entre anciens salariés et anciens indépendants. Dans le cas particulier des agriculteurs, une hypothèse explicative possible est celle de l’existence d’une solidarité de proximité plus développée, favorisée notamment par la proximité géographique plus fréquente de membres de la famille.

Enfin, une fois toutes ces variables contrôlées, les femmes ont une probabilité plus faible de vivre en institution que les hommes [9]. L’effet du sexe sur la probabilité de résider en institution dépend de la situation de couple : la même analyse effectuée exclusivement sur les personnes en couple montre qu’il n’y a pas de différence significative entre hommes et femmes. L’avantage des femmes sur les hommes ressort en revanche accru d’une analyse ne portant que sur les personnes seules. Les femmes, traditionnellement habituées à prendre en charge les tâches ménagères, font sans doute mieux face à la solitude que les hommes.

Les répondants à l’enquête HID ayant déclaré avoir de la famille étaient d’abord invités à répondre à la question suivante : « Parmi les parents que vous venez de citer, y en a-t-il qui habitent avec vous ou avec qui vous ayez des contacts ? ». 5 % des personnes âgées de 60 ans ou plus ayant de la famille ont répondu négativement à cette question, cette proportion étant significativement plus élevée en institution (12 %) qu’en ménage ordinaire (5 %) (tableaux 13 et 14). En combinant l’information sur la présence d’une famille d’une part, et sur l’existence de contacts avec celle-ci d’autre part, on obtient une mesure de l’isolement (situation des personnes qui n’ont pas de famille et de celles qui ont une famille mais pas de contacts avec elle). Beaucoup plus fréquent en institution (27 %) qu’en ménage (7 %), l’isolement est aussi plus souvent féminin (9 %) que masculin (5 %). Alors que dans les ménages ordinaires, la fréquence de l’isolement s’élève avec l’âge, passant de 4 % à 60-69 ans à 10 % à 90 ans ou plus, la tendance observée en institution est plutôt inverse. On note en particulier qu’à 60-69 ans, près de 2 personnes sur 5 vivant en institution sont isolées.

Tableau 13
Proportion de personnes isolées⁽¹⁾ selon l’âge, le sexe et le mode d’hébergement (en %)

Tableau 14
Répartition de la population âgée de 60 ans ou plus selon la fréquence des rencontres avec la famille proche par mode d’hébergement (en %)

Restent donc 93 % des personnes âgées de 60 ans ou plus qui ont des contacts avec leur famille proche. Ces personnes étaient interrogées sur la fréquence à laquelle elles voient les membres de leur famille. Plus précisément, l’information collectée porte sur le conjoint et les parents de la personne interrogée et se limite, pour le reste de la famille, aux deux enfants et aux deux frères ou sœurs [10] que la personne voit le plus souvent. Nous utiliserons le terme de « rencontre » pour désigner un parent que la personne interrogée a l’occasion de voir. Une rencontre mensuelle (resp. hebdomadaire) correspond à un parent que la personne interrogée voit au moins une fois par mois (resp. par semaine).

15 % des personnes âgées de 60 ans ou plus vivant en ménage ordinaire cohabitent avec un parent proche autre que le conjoint et 16 % vivent à proximité d’un parent proche. La fréquence des rencontres entre la personne interrogée et les personnes de la famille qui résident à proximité d’elle ou cohabitent avec elle n’est pas connue. Dans tout ce qui suit, nous avons fait l’hypothèse qu’avec ces personnes, les rencontres sont hebdomadaires [11]. La proportion de personnes vivant en ménage ordinaire qui rencontrent au moins un membre de leur famille une fois par semaine s’élève à 85 % et la même proportion atteint 89 % pour les rencontres mensuelles. La comparaison avec les valeurs respectives observées en institution (43 % et 57 %) montre donc un « désavantage » très sensible des personnes résidant en institution par rapport aux personnes vivant en ménage ordinaire (tableau 14).

Pour préciser quelles caractéristiques individuelles influent le plus fortement sur le nombre de rencontres mensuelles, nous avons eu recours à une régression linéaire dont les résultats font l’objet du tableau 15. L’analyse a porté sur l’ensemble des personnes ayant de la famille. La plupart des variables d’ajustement de ce modèle figuraient dans le modèle décrit précédemment (sexe, âge, état matrimonial légal, présence d’une dépendance physique et/ou psychique et origine sociale de la personne interrogée). La taille et la structure du réseau familial sont décrites par quatre variables : nombre de fils, nombre de filles, nombre de frères et sœurs, présence de petits-enfants. Nous avons par ailleurs introduit une variable comprenant trois modalités pour caractériser le mode d’hébergement de la personne interrogée (ménage ordinaire, unité de soins de longue durée des établissements hospitaliers [12] et autre type d’institutions [13]). Enfin, nous avons ajouté une variable qui précise l’identité de la personne ayant répondu au questionnaire (la personne elle-même avec ou sans aide, une tierce personne).

Tableau 15
Facteurs influençant le nombre de rencontres mensuelles avec la famille (résultats de la régression linéaire)

Une fois toutes ces variables contrôlées, la situation des personnes en institution ne se différencie pas significativement de celle des personnes en ménage ordinaire. Le désavantage des personnes en institution mis en évidence précédemment résulte donc de la structure différente de ces deux sous-populations relativement à un certain nombre de variables dont nous allons maintenant pouvoir préciser l’effet.

On a montré plus haut que la taille du réseau familial est plus réduite en institution qu’en ménage ordinaire. Or, le nombre de rencontres mensuelles apparaît très sensible au nombre d’enfants et de frères et sœurs en vie. L’effet du nombre de filles est plus marqué que l’effet du nombre de fils. La présence de petits-enfants est en outre associée à des contacts plus nombreux avec la famille. Les coefficients les plus grands en valeur absolue sont ceux relatifs à l’état matrimonial. Toutes choses égales par ailleurs, les personnes mariées rencontrent davantage leur famille à un rythme mensuel que les personnes veuves, les moins entourées étant les personnes célibataires, divorcées ou séparées. Le fait de comptabiliser le conjoint parmi les personnes avec lesquelles les rencontres sont mensuelles explique sans doute en grande partie « l’avantage » des personnes mariées. On peut penser que sans cela, la différence entre veufs et personnes mariées serait négligeable.

On n’observe pas de différence entre hommes et femmes. L’analyse montre en revanche un effet négatif significatif de l’âge sur le nombre de rencontres mensuelles. Ce résultat traduit-il un resserrement du lien familial dans les générations les plus récentes (effet de génération) ou une altération de ce lien à mesure que l’âge s’élève (effet d’âge) ? À l’appui de cette deuxième hypothèse, notons que les sexagénaires sont sans doute plus fréquemment sollicités que leurs aînés pour garder leurs petits-enfants ou pour s’occuper d’un parent plus âgé dépendant [14].

L’effet de l’existence d’une dépendance apparaît aussi assez discriminant. Les personnes dépendantes rencontrent moins leur famille à un rythme mensuel que les personnes non dépendantes. Une première hypothèse explicative est celle d’un délaissement des personnes dépendantes par leur famille. Ceci pourrait expliquer que l’effet soit plus marqué lorsque la dépendance est d’origine psychique, la famille se sentant vraisemblablement plus impuissante à apporter son aide dans ce cas, que lorsqu’elle est physique. Il se peut aussi que l’absence de contact avec la famille ait été préexistante à la dépendance. Le résultat observé témoignerait alors plutôt de l’effet négatif sur la santé physique et psychique de l’absence de rencontres avec la famille proche. Dans le même temps, il donnerait des arguments pour réfuter l’idée selon laquelle la survenue d’une dépendance chez un parent proche entraînerait une réactivation du lien familial.

L’origine sociale a également une influence très significative sur le nombre de rencontres mensuelles. La hiérarchie mise en évidence ici est très proche de celle observée lors de l’étude des facteurs influant sur la probabilité de vivre en institution (cf. tableau 12). On retrouve en particulier l’opposition entre anciens indépendants et anciens salariés, les premiers rencontrant davantage les membres de leur famille que les seconds.

Enfin, l’effet répondant que nous avons signalé précédemment est là encore significatif. Toutes choses égales par ailleurs, lorsque le questionnaire a été entièrement soumis à une tierce personne, le nombre de rencontres mensuelles est plus élevé. Cette situation, nous l’avons dit, s’est surtout présentée en institution et la tierce personne répondante était dans près de 9 cas sur 10 un membre du personnel de l’établissement. On peut penser que, souvent, cette tierce personne ne connaît l’existence d’une famille que si celle-ci se manifeste, ce qui suppose que des contacts soient maintenus.

Avec qui ces rencontres mensuelles ou hebdomadaires déclarées ont-elles lieu ? Le plus souvent (plus de 3 cas sur 5), elles impliquent une femme (tableau 16). Dans les ménages ordinaires, moins de la moitié des personnes rencontrées à un rythme mensuel ou hebdomadaire sont âgées de 60 ans ou plus. Cette proportion est assez logiquement plus élevée en institution (3 contacts sur 5) car la population institutionnalisée est elle-même plus âgée. La très faible représentation des moins de 25 ans s’explique par la non-prise en compte des petits-enfants. Dans la majorité des cas (1 cas sur 2 en ménage ordinaire, 3 cas sur 4 en institution), les personnes rencontrées sont des enfants de l’enquêté. La moitié des personnes âgées de 60 ans ou plus ont au moins un enfant qu’elles voient de façon hebdomadaire. Cette proportion est beaucoup plus faible dans le cas des frères et sœurs mais non négligeable : 16 % des personnes âgées de 60 ans ou plus voient un frère ou une sœur au moins une fois par semaine. Enfin, l’idée selon laquelle la proximité géographique facilite les contacts est corroborée : en ménage ordinaire, 87 % des rencontres hebdomadaires déclarées (68 % en institution) ont lieu avec des personnes qui habitent la ville ou les environs de la ville où réside la personne âgée interrogée. Cette proportion n’est que de 30 % pour les rencontres mensuelles (32 % en institution).

Tableau 16
Caractéristiques des personnes de la famille rencontrées à un rythme hebdomadaire ou mensuel selon le mode d’hébergement (répartitions en %)

Pour répondre à ces questions, nous avons eu recours à une analyse des correspondances multiples (ACM) suivie d’une classification hiérarchique. Les variables actives de cette analyse, qui a porté exclusivement sur les personnes résidant en institution pour personnes âgées [15], sont les suivantes : âge au moment de l’enquête, sexe, situation de couple, taille du réseau familial (4 classes : pas de famille, 1 à 3 personnes, 4 à 6 personnes, 7 personnes ou plus), dépendance, origine sociale, ancienneté de l’entrée en institution, fréquence des contacts avec la famille. Le questionnaire administré en institution comprenait une question sur la fréquence à laquelle les personnes échangent des nouvelles par courrier ou par téléphone avec un membre de leur famille. En considérant que toute personne qui voit au moins une fois par mois son parent en institution ou qui le voit plusieurs fois par an avec au moins un échange de nouvelles par mois avait un « contact actif » avec ce parent, nous avons pu distinguer, parmi les personnes n’ayant pas de contact mensuel, celles qui ont au moins un contact actif de celles qui n’en ont pas. Il nous semble qu’il s’agit là d’une fréquence minimale de relations entre la personne en institution et son entourage permettant de considérer qu’elle n’est pas isolée.

Enfin, deux variables descriptives des conditions de l’entrée en institution ont été prises en compte dans l’analyse en tant que variables illustratives : l’âge au moment de l’entrée en institution et le motif de cette entrée. Une personne sur quatre résidant en institution pour personnes âgées n’y est pas entrée pour raison de santé mais le motif de son arrivée n’est malheureusement pas connu. Ces personnes sont de fait beaucoup moins souvent dépendantes que celles entrées en institution pour raison de santé (59 % contre 83 %). La comparaison montre qu’elles souffrent d’un léger désavantage en termes de taille du réseau familial (4,4 personnes en moyenne contre 4,8 personnes) et qu’elles ont significativement moins de visiteurs hebdomadaires (0,5 en moyenne contre 0,6). L’origine sociale n’apparaît pas discriminante.

Les dix premières coordonnées issues de l’analyse des correspondances multiples ont été utilisées pour classer les individus en groupes aussi homogènes que possible. La plus détaillée des trois meilleures partitions obtenues par classification hiérarchique distingue sept classes qui représentent chacune entre 11 % et 18 % de l’ensemble de la population vivant en institution pour personnes âgées (tableau 17). Dans les quatre premières classes, l’entrée en institution est plus fréquemment attribuée à un problème de santé qu’en moyenne dans l’ensemble de la population en institution pour personnes âgées. C’est en particulier le cas dans la classe 3 où 86 % des personnes (74 % dans l’ensemble de la population étudiée) sont entrées en institution pour raison de santé. Les femmes (82 % vs 74 %) et les octogénaires (68 % vs 45 %) sont surreprésentés dans cette classe. Il en va de même des personnes sévèrement dépendantes : 48 % des personnes de la classe 3 (vs 17 % de l’ensemble de la population étudiée) cumulent confinement au lit ou au fauteuil et dépendance psychique et 2 % seulement d’entre elles ne souffrent d’aucune dépendance (vs 22 %). La taille du réseau familial des personnes de cette classe (en moyenne 2,8 personnes) est par ailleurs très réduite. On peut faire l’hypothèse que c’est la conjugaison d’un réseau familial insuffisant et d’une situation de dépendance sévère, entraînant un besoin d’aide important, qui est à l’origine de l’entrée en institution d’une grande partie des personnes de ce groupe.

Tableau 17
Principales caractéristiques des classes obtenues par classification hiérarchique effectuée sur la population vivant en institution pour personnes âgées

Les classes 1, 2 et 4, dans lesquelles la proportion de personnes entrées en institution pour raison de santé est sensiblement supérieure à la moyenne (de 79 % pour la classe 1 à 75 % pour la classe 4) se caractérisent en revanche par un réseau familial de taille comparable à ce qu’il est en ménage ordinaire. La proportion de personnes ayant au moins un contact hebdomadaire y est par ailleurs élevée (97 % dans la classe 1, 55 % dans les classes 2 et 4, contre 40 % dans l’ensemble de la population étudiée). On a donc ici affaire à des personnes bien entourées. Ces trois classes, qui représentent près de la moitié de la population vivant en institution, présentent par ailleurs un certain nombre de spécificités.

La classe 1 est essentiellement caractérisée par la plus forte proportion de personnes ayant au moins un contact hebdomadaire. Toutefois, un tiers seulement des personnes dans ce cas appartiennent à cette classe. Les hommes (38 % contre 26 % en moyenne) ainsi que les personnes en couple (35 % vs 6 %) sont surreprésentés dans ce groupe. La classe 2 est en revanche plus féminine que l’ensemble de la population étudiée (87 % de femmes dans la classe). Elle regroupe essentiellement des personnes seules (99 % de la classe), âgées de 80 à 89 ans (86 % vs 45 % dans l’ensemble de la population étudiée). Par ailleurs, ce groupe se distingue par une proportion élevée de personnes souffrant de difficultés pour sortir, faire leur toilette ou s’habiller (72 % vs 52 %). Les ouvriers sont très significativement surreprésentés dans cette classe (53 % vs 30 %). Enfin, la classe 4 est composée à 99 % de personnes seules âgées de 90 ans ou plus. Ces personnes sont entrées tard en institution (en moyenne à 88,7 ans vs 80,6 ans). Les femmes sont sensiblement surreprésentées dans cette classe (90 % vs 74 %) de même que les personnes dépendantes (94 % vs 78 %). Avec en moyenne 6 membres, ces personnes ont une famille plus étendue que l’ensemble des personnes résidant en institution pour personnes âgées et sensiblement identique à celle des 90 ans ou plus vivant en ménage ordinaire (6,6 personnes). Les artisans et commerçants (17 % vs 10 %) ainsi que les agriculteurs (17 % vs 11 %) sont surreprésentés dans cette classe.

Dans les trois classes suivantes, les facteurs socio-économiques ont sans doute joué un rôle important dans l’entrée en institution. Le réseau familial y apparaît réduit et la proportion de personnes entrées en institution pour raison de santé est inférieure à 75 %. La valeur la plus faible est atteinte dans la classe 5 où 57 % seulement des personnes sont entrées en institution à cause d’un problème de santé. C’est aussi dans cette classe que la proportion de personnes dépendantes est la plus faible (38 % vs 78 % en moyenne). L’âge moyen des personnes de cette classe est significativement plus faible que la moyenne (81 ans vs 84 ans). Il s’agit exclusivement de personnes seules dont la famille est peu nombreuse (en moyenne 4 personnes). Toutefois, 78 % d’entre elles (vs 60 %) ont au moins un contact actif. Les professions intermédiaires (28 % vs 9 %) et les employés (33 % vs 18 %) sont significativement surreprésentés dans cette classe.

Les classes 6 et 7 sont caractérisées par la faiblesse de la taille de la famille (respectivement 0,2 et 2,2 personnes), très inférieure à ce qu’elle est en ménage, et par une proportion élevée de personnes sans contact actif. La classe 6 regroupe la plus grande partie des personnes sans famille (90 % de la classe vs 16 % de la population étudiée). Toutes les personnes de cette classe sont sans contact actif. Les femmes (82 % vs 74 %), de même que les employés (31 % vs 18 %) et les professions intermédiaires (13 % vs 9 %), y sont sensiblement surreprésentés. La classe 7 est la plus jeune des classes (en moyenne 73 ans vs 84 ans). Dans 80 % des cas (vs 36 %), l’entrée en institution a eu lieu avant 70 ans. Il s’agit d’un groupe majoritairement masculin (38 % seulement de femmes). Les personnes non dépendantes (39 % vs 22 %) et les ouvriers (57 % vs 30 %) y sont surreprésentés.

Ce « désavantage » des personnes résidant en institution est l’une des causes de la fréquence plus élevée de leur isolement relationnel mais d’autres facteurs interviennent également. En particulier, l’âge et l’existence d’une dépendance qui, on le sait, est le lot de la grande majorité des personnes en institution, sont associés à une moindre intensité des relations avec la famille proche.

Au total, plus de deux personnes sur cinq résidant en institution, contre une sur dix en ménage ordinaire, n’ont pas de famille proche ou pas de contact mensuel avec celle-ci. Mais près de la moitié de la population vivant en institution présente des caractéristiques, en termes d’entourage familial, très proches de celles observées pour les ménages ordinaires. La population en institution ne saurait être considérée comme un ensemble homogène et il ne fait aucun doute qu’à la diversité des situations correspond une assez grande variété des motifs d’entrée en institution.