La corrélation entre situation socioéconomique défavorisée et surcroît de mortalité et de morbidité est systématiquement constatée et confirmée par de nombreuses études. Ceci a également été abondamment documenté pour la Belgique (Gadeyne et Deboosere, 2002a, b; Bossuyt et al., 2004). Par conséquent, la sous-mortalité adulte observée dans certaines communautés d’immigrés méditerranéens par rapport aux Belges de naissance est d’autant plus frappante que leur situation socioéconomique est généralement défavorisée. De nombreuses études ont également souligné une sous-mortalité des immigrés dans d’autres pays (Courbage et Khlat, 1995; Razum et al., 1998; Palloni et Morenoff, 2001; Kouris-Blazos, 2002). Ce phénomène est perçu par de nombreux démographes et épidémiologistes comme un paradoxe : « paradoxe hispanique » pour les uns (Franzini et al., 2001; Palloni et Morenoff, 2001; Palloni et Arias, 2003 et 2004), « paradoxe latino-américain » pour les autres (Abraído-Lanza et al., 1999) et « paradoxe de la sous-mortalité des migrants méditerranéens » (Khlat et Darmon, 2003) ou « paradoxe grec » pour d’autres encore (Kouris-Blazos, 2002).

Les faibles niveaux de mortalité dans les communautés d’immigrés s’accompagnent souvent de problèmes de santé liés à leur situation sociale défavorisée. Certains en ont conclu que les faibles taux de mortalité des migrants n’avaient rien à voir avec un meilleur état de santé et n’étaient que des artefacts découlant de processus de sélection ou de corrélations trompeuses (Ringbäck Weitoft et al., 1999). Cependant, plusieurs études réalisées ces dernières années ont réfuté l’hypothèse selon laquelle la moindre mortalité propre à certaines communautés immigrées serait un artefact statistique. Abraido-Lanza et al. (1999) ont rejeté l’explication dite du « biais du saumon » [1] et celle de l’effet de « sélection du migrant en bonne santé ». Au terme d’une étude sur l’espérance de vie d’immigrés vivant à Amsterdam, Uitenbroek et Verhoeff (2002) ont conclu que, d’après leurs données, certains groupes d’immigrés ont effectivement une espérance de vie élevée malgré une morbidité qui peut être relativement importante. Ils suggèrent que de nombreux problèmes de santé associés à de mauvaises conditions de travail et d’existence peuvent constituer un handicap sévère sans pour autant mettre directement la vie en danger.

Excluant que les artefacts statistiques soient la principale explication à cette sous-mortalité, de nombreux chercheurs ont exploré le rôle du style de vie et de l’alimentation (Wanner et al., 1995; Brussaard et al., 2001; Darmon et Khlat, 2001; Landman et Cruickshank, 2001) ou celui de la psychologie, notamment « l’effet de l’espoir du migrant » [2] (Anson, 2004). Dans un petit nombre de cas, il a également été démontré qu’une prédisposition biologique pouvait contribuer à une moindre mortalité.

Comme une espérance de vie plus longue résulte d’une mortalité moins élevée pour certaines causes, plusieurs études se sont intéressées à cet aspect. Des différences ont été signalées pour un certain nombre de causes telles que le cancer (Rosenwaike, 1990; Geddes et al., 1993; Bouchardy et al., 1995), les cardiopathies (Sundquist et Johansson, 1997; Razum et al., 1998) ou le suicide (Trovato, 1986; Hjern et Allebeck, 2002). Les modèles de mortalité par cause de décès sont sans aucun doute l’outil le plus efficace pour éclaircir le mystère que constitue ce paradoxe. Abraido-Lanza et al. (1999) concluent qu’un examen systématique des différentes causes de décès est nécessaire pour valider l’hypothèse selon laquelle des facteurs culturels contribuent à la bonne santé des immigrés d’origine latino-américaine.

En raison de la présence d’importantes communautés d’immigrés, qui représentent plus de 10 % de la population, et de l’existence du registre national de la population belge (Eggerickx et al., 1999), la Belgique se prête bien à une étude approfondie de ces principaux facteurs d’explication. La présente analyse s’appuie sur de nouvelles données pour procéder à une comparaison détaillée des modèles de mortalité par cause de décès dans les communautés d’immigrés les plus nombreuses (italienne, espagnole, marocaine et turque) et dans la population belge de naissance. D’autres populations sont étudiées, comme le groupe des originaires d’Afrique sub-saharienne et le groupe témoin constitué de ressortissants des principaux pays voisins (France, Allemagne et Pays-Bas). Avant de comparer les différentes communautés, nous utiliserons les informations obtenues en confrontant les registres de population et les bulletins de décès pour évaluer la plausibilité des hypothèses qui attribuent la sous-mortalité des migrants à des mécanismes de sélection.

La Belgique est depuis longtemps une terre d’immigration. De nombreux migrants sont venus s’installer dans ce petit pays géographiquement très accessible et central, dont l’activité commerciale est en outre importante. Jusqu’au XX^e siècle, les migrants étaient très majoritairement originaires des pays voisins. Les limites territoriales des États étaient traditionnellement un peu floues pour les populations frontalières. Il y a toujours eu d’importantes communautés de Français, de Néerlandais et d’Allemands en Belgique et, au XIX^e siècle, les Belges représentaient la première communauté d’immigrés en France. À l’heure actuelle, de nombreux Allemands, Français et Néerlandais vivent en Belgique. La plupart résident dans les régions limitrophes de leur pays ou dans les grandes villes. Leur situation socioéconomique est globalement comparable à celle des Belges.

Au XIX^e siècle, la Belgique a été principalement une terre d’émigration car la conjoncture économique et les crises des secteurs agricole et textile ont contraint au départ des centaines de milliers de travailleurs belges. Après la première guerre mondiale, le solde migratoire est devenu positif. La demande de main-d’œuvre dans l’industrie lourde et les mines de charbon a attiré un plus grand nombre de migrants dans les années 1920. Les immigrés ne sont pas seulement venus des pays voisins : d’importants contingents d’Italiens et d’Européens de l’Est ont commencé à s’installer en Belgique pour échapper aux difficultés économiques et politiques rencontrées dans leurs pays respectifs. À la fin des années 1920, la communauté italienne comptait près de 30 000 personnes (Morelli, 2004).

Juste après la seconde guerre mondiale, les migrations de travail ont brusquement augmenté, avec l’embauche de dizaines de milliers de travailleurs, essentiellement italiens, dans les mines belges. L’immigration italienne s’est poursuivie longtemps après, malgré son arrêt officiel en 1956, et les flux étaient encore substantiels dans les années 1960 et 1970. La vague d’immigration suivante a été alimentée par des travailleurs espagnols et grecs. Après l’accord sur les migrations de travail signé en 1956 par la Belgique et l’Espagne, la communauté espagnole s’est développée rapidement et comptait environ 70 000 individus en 1970 (Sanchez, 2004). Par la suite, quand le boum économique de l’après-guerre a gagné toute l’Europe, une nouvelle main-d’œuvre à bon marché a été recrutée en Turquie et au Maroc (Grimmeau, 1984; Gaudier et Hermans, 1991; Lesthaeghe, 2000). Cette immigration massive de travailleurs a été brutalement stoppée par la crise économique du début des années 1970. Depuis, les flux sont limités au regroupement familial et à l’entrée des conjoints d’immigrés marocains et turcs (Lievens, 2000). Parallèlement, une nouvelle vague d’immigration a débuté, alimentée par l’arrivée d’un nombre important de réfugiés politiques. Enfin, une petite communauté africaine s’est progressivement constituée en raison des liens coloniaux historiques existant entre la Belgique et l’Afrique sub-saharienne. Elle est essentiellement composée de ressortissants de la République démocratique du Congo qui ont pour la plupart un niveau d’instruction très élevé.

Toutefois, comme la faible mortalité de nombreuses populations immigrées était particulièrement inattendue compte tenu de leur situation socioéconomique, la majorité des travaux se sont concentrés sur la mortalité. La contradiction entre la situation socioéconomique défavorisée et l’espérance de vie supérieure à la moyenne des immigrés adultes a inspiré de nombreuses études et conduit à proposer un large éventail d’hypothèses. Cinq catégories d’explications ont été avancées, parfois considérées séparément comme le principal ou le seul facteur explicatif, et parfois combinées entre elles.

1. La théorie des artefacts statistiques se concentre sur les problèmes de données et recouvre toute une série d’erreurs possibles : erreurs au numérateur et/ou au dénominateur, asymétrie entre les décès et la population exposée, erreurs de déclaration des âges (Rosenwaike, 1990), mauvaise identification des sous-populations (Rosenberg et al., 1999) et erreurs d’enregistrement en général (Ringbäck Weitoft et al., 1999). Bien que l’hypothèse du « biais du saumon » renvoie à un processus migratoire (retour dans le pays d’origine), ceci est quelquefois intrinsèquement lié à un problème d’enregistrement et d’inexactitude des numérateurs ou des dénominateurs, comme le suggère d’ailleurs le terme de « biais » (Abraído-Lanza et al., 1999).

2. Les hypothèses relatives aux processus de sélection considèrent la sélection d’une population comme la principale source d’écart entre les taux de mortalité de deux populations. Les deux hypothèses concernant la sélection sont que les migrants sont des personnes en bonne santé et que les immigrés malades repartent dans leur pays d’origine.

D’après la première hypothèse, la sélection s’effectue dans la population d’origine. Les migrants appartiennent à une sous-population en meilleure santé que la population générale (Abraído-Lanza et al., 1999; Palloni et Morenoff, 2001). L’hypothèse se fonde sur deux postulats. Le premier est que les migrants sont en meilleure santé que les non-migrants. Les personnes qui ont pris la décision de partir, en particulier à l’étranger, font partie d’un sous-ensemble de population en bonne santé (Soldo et al., 2002). Ce postulat est généralement admis comme plausible (Marmot et al., 1984). Le second postulat est que l’effet de sélection est si important que les membres du groupe sélectionné sont également en meilleure santé que la population du pays d’accueil, alors même qu’ils sont issus d’une population globalement en moins bonne santé que celle du pays d’accueil et bien que leur situation socioéconomique soit défavorisée dans le pays où ils résident. Selon Razum et al. (1998, p. 297), « les personnes qui migrent [..] sont en moyenne en meilleure santé que la population dont elles sont issues et, souvent aussi, en meilleure santé que la population de leur pays d’accueil ».

Cet effet de sélection est supposé être encore plus important dans le cas des migrations de travail car les candidats à l’immigration doivent alors être en bonne santé pour espérer être recrutés. Dans certains cas bien particuliers, il est même arrivé qu’ils soient choisis en fonction de ce critère avant leur départ (Turcs et Marocains en Belgique, Turcs en Allemagne). Uitenbroek et Verhoeff ont réfuté cette hypothèse en arguant du fait que la plupart des migrants quittent leur pays entre 20 et 35 ans environ, c’est-à-dire à un âge où l’état de santé est généralement très bon et où les symptômes des principales causes de décès ne sont que rarement apparus. D’où leur conclusion : « Il est difficile d’imaginer comment ces jeunes gens pourraient avoir été sélectionnés, avant leur départ, en fonction de leur susceptibilité future aux causes de décès les plus importantes. » (Uitenbroek et Verhoeff, 2002, p. 1386). Razum et al. (1998) ont ajouté que de nombreux migrants ont simplement suivi ceux qui avaient émigré pour des raisons de travail.

Dans l’hypothèse de l’effet du retour au pays d’origine des immigrés malades (ou hypothèse du « biais du saumon »), la sélection s’opère parmi les immigrés et laisse dans le pays d’accueil une population en meilleure santé que la moyenne. Cette hypothèse a été développée pour rendre compte du retour des immigrés âgés dans leur pays d’origine. Il en existe une variante, qui s’applique aux migrants quel que soit leur âge, selon laquelle ceux qui sont moins capables de s’adapter ou plus assez bien portants pour résister à des conditions de travail et d’existence difficiles rentrent dans leur pays d’origine et sont plus susceptibles d’avoir des taux de mortalité supérieurs aux autres (Razum et al., 1998; Uitenbroek et Verhoeff, 2002).

Palloni et Arias ont établi une distinction entre l’effet ou le biais produit par les migrations de retour (type 1) et l’effet du « biais du saumon » (type 2). En ce qui concerne le type 1, le retour des migrants crée un biais pour l’estimation des taux, que les migrants qui repartent soient ou non en moins bonne santé que ceux qui restent, et ce du fait que le dénominateur du taux de mortalité correspond à une population de base qui a été réduite par les migrations non observées (Palloni et Arias, 2004). Nous considérons qu’il s’agit d’un artefact statistique. L’hypothèse du « biais du saumon » (type 2) renvoie à des migrants en mauvaise santé qui repartent au pays d’origine et dont les taux de mortalité sont plus élevés que la moyenne. Toutefois, la frontière entre les définitions est ténue et, en pratique, nous pouvons constater que les deux types de migrations sont invoquées indifféremment à propos des différents cas de figure, des migrations de retour dans leur pays d’origine des individus les moins bien portants au non-enregistrement des migrations de retour.

Palloni et Arias concluent que la sous-mortalité des Mexicains résidant aux États-Unis est principalement due au retour des migrants malades dans leur pays d’origine. Ils soulignent en revanche qu’ils n’ont pas réussi à expliquer la sous-mortalité observée dans d’autres populations d’Hispaniques (Palloni et Arias, 2003 et 2004).

3. Pour certains auteurs, les facteurs culturels influent sur les risques de mortalité via l’hygiène de vie et le régime alimentaire. Là encore, cette catégorie d’hypothèses recouvre un grand nombre de mécanismes. Le régime alimentaire est souvent invoqué pour expliquer la sous-mortalité de la main-d’œuvre immigrée originaire des pays méditerranéens (Darmon et Khlat, 2001; Landman et Cruickshank, 2001; Kouris-Blazos, 2002). Les nutritionnistes font valoir que l’association d’un régime hypolipidique et d’une consommation importante de fruits et de légumes tend à augmenter l’espérance de vie. A contrario, la consommation excessive d’alcool et le tabagisme sont reconnus comme des facteurs qui contribuent considérablement à la mortalité adulte. En outre, les effets de l’alcool et du tabac sur la santé pourraient être atténués ou accentués suivant la qualité des produits et les formes de leur consommation. Les différences entre les habitudes de conservation, de préparation et de consommation des aliments (qualité, quantité, horaires) peuvent creuser des écarts entre les populations en termes d’état de santé général. Des comportements sexuels différents peuvent également engendrer des risques sanitaires différents. En général, tout ce qui touche à la santé, au corps et le rapport à la vie et à la mort sont fondamentalement liés à la culture et à la religion. Pour les immigrés de la première génération dont la socialisation n’est pas passée par le système éducatif du pays d’accueil, ils sont étroitement liés au pays d’origine. Le processus d’acculturation n’est absolument pas unidirectionnel et homogène. Les différences touchant aux valeurs fondamentales et aux mentalités peuvent être profondément enracinées et même perdurer sur plusieurs générations. Le rôle des facteurs culturels est souligné par Abraido-Lanza et al. (1999) dans leur étude consacrée au paradoxe de la mortalité différentielle des migrants d’origine latino-américaine, quand ils concluent que ni l’hypothèse du « biais du saumon » ni celle de la bonne santé des migrants n’expliquent les taux observés et que d’autres facteurs doivent contribuer à cette sous-mortalité. L’étude française de Khlat et Courbage (1995) tend à défendre l’hypothèse de l’effet conjugué de la sélection de migrants en bonne santé et d’un facteur culturel qualifié d’« adaptation positive ». Les immigrés pratiquent l’adaptation positive en cela qu’ils tirent profit du meilleur (services de santé, conditions de vie, etc.) et laissent le pire (suralimentation, accidents de la route, etc.). Cette hypothèse est également défendue par Powles (The best of both worlds) lorsqu’il explique la sous-mortalité des immigrés grecs en Australie (Powles, 1990).

4. Dans quelques cas bien particuliers, les différences biologiques et génétiques sont apparues comme des facteurs d’explication. Khlat et Courbage (1995) suggèrent que la faible mortalité par cancer du poumon des Marocains pourrait s’expliquer par des caractéristiques génétiques favorables. Certains travaux font valoir que les gènes pourraient être à l’origine d’une prédisposition au cancer et l’on estime que 5 % des cancers sont héréditaires (Weitzel et McCahill, 2001). La contribution de facteurs génétiques à certains cas de cancer du sein pourrait expliquer en partie les variations de l’incidence de ce cancer selon les populations considérées. Le cas de la drépanocytose est un exemple connu de prédisposition génétique à une maladie au sein d’une sous-population donnée. D’autres exemples de facteurs génétiques de la mortalité ont été décrits (Soliani et Lucchetti, 2002). Il a été établi que les taux élevés de maladies cardiovasculaires et de diabète chez les migrants originaires du sous-continent indien s’expliquaient par une insulinorésistance liée à une perturbation du bilan lipidique (McKeigue et al., 1991).

5. Les explications se fondant sur les répercussions sociologiques ou psychologiques du processus migratoire tentent de mettre au jour des mécanismes individuels ou collectifs qui peuvent être à l’origine d’une sous-mortalité. On connaît bien les théories relatives au « capital social », au « capital culturel » et aux « réseaux sociaux ». Malgré les travaux montrant que les réseaux sociaux ont un effet protecteur car ils aident les migrants à surmonter le stress lié au fait d’appartenir à un groupe minoritaire, cet effet semble relativement modeste par rapport à celui des caractéristiques individuelles (Franzini et Spears, 2003). D’après d’autres travaux encore, le mécanisme psychologique qualifié d’« espoir du migrant » serait un facteur d’explication plus satisfaisant de la bonne santé des migrants (Anson, 2004).

Nos travaux sur la mortalité différentielle des communautés d’immigrés en Belgique nous ont convaincus que leur état de santé résulte des interactions complexes entre plusieurs de ces facteurs. Dès lors, l’importance relative des différents facteurs explicatifs n’est pas sans intérêt si l’on veut mieux comprendre les processus de morbidité et de mortalité.

Il existe une différence fondamentale entre les facteurs explicatifs exogènes (processus de migration et de sélection, artefacts statistiques) et les facteurs intrinsèquement liés à l’état de santé et à la mortalité (facteurs biologiques, comportementaux, sociologiques et psychologiques). Les seconds peuvent nous aider à comprendre les processus qui déterminent l’état de santé et la mortalité, tandis que les premiers peuvent nous permettre de comprendre et d’interpréter les données. Les artefacts statistiques et les processus de sélection sont en réalité des phénomènes qui nous empêchent de déterminer s’il existe de réelles différences de santé et de mortalité entre les populations étudiées et si ces différences sont liées à des facteurs plus intrinsèques, propres aux populations des pays d’origine. Ceci signifie que, d’un point de vue épidémiologique, les populations migrantes créent une situation exceptionnelle : une expérience de laboratoire peut être conduite en « grandeur réelle » puisqu’une population présentant un ensemble de caractéristiques vit dans le même environnement que la population qui constitue le groupe témoin. Dans cette perspective, la migration et ses effets peuvent être considérés comme des facteurs de confusion et l’acculturation comme mettant fin à l’expérience. Nous ne pouvons que conclure avec Franzini et al. (2001) que nous disposons actuellement d’une « fenêtre d’opportunité » comme il s’en présente rarement, ce qui nous permettra d’en apprendre davantage sur la manière dont les facteurs culturels influent sur la santé des individus. Les études sur les migrants ont été primordiales pour élaborer une théorie des facteurs de risque et nous croyons fermement qu’il faut encore creuser cette piste en exploitant les nouvelles possibilités offertes par l’informatisation des enregistrements et l’appariement des données.

Nos données ne conviennent pas vraiment pour valider ou au contraire infirmer l’hypothèse d’un effet dû à la sélection de migrants en bonne santé. En réalité, c’est un raisonnement logique et notre connaissance du processus des migrations de travail qui nous ont convaincus de l’existence d’un tel effet. Bien qu’il soit difficile d’évaluer l’ampleur de l’effet de sélection sur la mortalité, l’examen de la mortalité par cause de décès peut nous aider à analyser cet effet, notamment les facteurs contextuels qui le déterminent. Nos données se prêtent davantage à une évaluation de l’effet du « biais du saumon ».

L’analyse de la mortalité des immigrés par cause de décès et la comparaison avec celle de la population du pays d’accueil nous permettent de tirer certaines conclusions quant aux causes possibles de la sous-mortalité des immigrés adultes. En nous fondant sur une étude étiologique, nous proposons des explications à ce phénomène. Les données sur la mortalité par cause semblent aller de pair, ou au moins ne pas être en contradiction, avec le fait que les populations immigrées se caractérisent par une moins bonne santé auto-déclarée ou une morbidité supérieure à la moyenne.

Plusieurs études ont pris en compte la durée de séjour des migrants. Chez les hommes marocains, un effet d’acculturation significatif a pu être mesuré, l’avantage relatif en termes de mortalité diminuant progressivement avec la durée du séjour en Belgique. Néanmoins, comme l’évaluation de la fiabilité des dates d’immigration réclamerait une analyse approfondie des données, elle ne sera pas présentée ici. De surcroît, en raison de la forte hétérogénéité des périodes de migration selon les communautés considérées et de la petite taille des cohortes qui servent à l’étude de la mortalité par cause, la durée de séjour aurait été difficile à intégrer dans la présente analyse.

Soulignons par ailleurs que l’analyse d’un cas particulier, celui de la population immigrée en Belgique, ne peut prétendre rendre compte de la mortalité des immigrés dans d’autres pays. Elle illustre simplement de quelle manière des différences de mortalité et de morbidité peuvent apparaître.

L’étude de la santé des immigrés doit prendre en compte à la fois l’état de santé des migrants et celui de la population du pays d’accueil. La constatation que le cancer du poumon est relativement peu fréquent chez les immigrés est influencée par les taux constatés dans la population belge. Les hommes belges sont connus pour présenter un taux très élevé de mortalité par cancer du poumon, de telle sorte que les populations immigrées n’ont aucune difficulté à afficher une mortalité plus faible pour cette pathologie particulière, et ce, même si leur propre mortalité par cancer du poumon est supérieure à la moyenne mondiale. Il nous faut non seulement tenir compte de la santé des personnes nées dans le pays d’accueil, mais également du système social au sens large (dont le système de santé) dans ce pays et dans les pays d’origine. Un effet dû au « biais du saumon » est plus susceptible d’être observé si les migrants en mauvaise santé ne peuvent pas espérer être mieux soignés dans le pays d’accueil que dans leur pays d’origine. C’est le cas des Hispaniques américains nés au Mexique, qui sont bien plus susceptibles de retourner dans leur pays d’origine que les Marocains qui vivent en Belgique, ces derniers pouvant bénéficier de toutes les prestations du très performant système belge de santé.

Cela ne signifie pas pour autant que le registre soit parfait et que chaque résident soit effectivement enregistré. Par définition, l’immigration clandestine n’est pas prise en compte et seules sont enregistrées les données que les personnes veulent bien communiquer à l’administration. Toutefois, en dehors des immigrés clandestins, les erreurs restent marginales et, dans la mesure où nous ne considérons que les décès dans la population exposée (la population de départ étant la population recensée en 1991), l’immigration illégale n’a aucun impact sur nos résultats. De surcroît, en plus du caractère obligatoire de l’enregistrement, diverses incitations existent : l’ouverture de droits à la retraite, à la sécurité sociale et aux allocations de chômage est conditionnée à l’inscription au registre national.

Notre analyse s’appuie sur les données du recensement belge de 1991, couplées avec les bulletins de décès et d’émigration enregistrés entre le recensement (1^er mars 1991) et le 1^er janvier 1996. À la date du recensement, la population totale de la Belgique s’élevait à 9 978 681 personnes. Grâce à l’Institut national de statistique, les données du recensement et les données du registre ont été appariées au niveau individuel (Deboosere et Gadeyne, 1999), ce qui permet d’éviter le problème classique de la distorsion entre numérateur et dénominateur. Le lien avec le registre national de population garantit l’exactitude des informations clés (date de naissance précise, nationalité, nationalité à la naissance, date d’entrée en Belgique, date d’inscription au registre de population et dates éventuelles d’émigration ou de décès). Les variables telles que le niveau d’instruction, le statut d’occupation du logement (propriétaire ou locataire) ou le niveau de confort du logement sont extraites du formulaire de recensement.

Notre étude est limitée aux adultes âgés de 25 à 54 ans à la date du recensement, soit un effectif total de 4 140 559 personnes. La durée totale d’exposition au risque est de 58 mois; pour les survivants, la durée est donc égale à 58 mois et, pour les émigrants et les personnes décédées pendant la période d’observation, elle s’arrête à la date exacte de la migration ou du décès. Le nombre de personnes-années d’exposition au risque a pu être calculé précisément pour chaque sous-population et chaque groupe d’âges.

Travailler à partir de données de registre a deux conséquences.

1. Ces données reflètent la réalité administrative. La population analysée a été enregistrée auprès de sa commune de résidence à la date du recensement de 1991. Comme nous l’avons déjà indiqué, les résidents clandestins sont exclus du champ de notre analyse. Nous savons qu’ils ont plus de risques d’être en mauvaise santé, mais notre intérêt se porte principalement sur les écarts de morbidité et de mortalité entre les immigrés officiellement enregistrés et la population belge de naissance. Pour les besoins particuliers de notre étude, l’hypothèse de la sélection doit être reformulée afin de prendre en compte l’effet de sélection qui peut résulter du fait de figurer ou non dans le registre.

2. La population étudiée est semi-fermée : personne ne peut entrer dans la population et l’on ne peut en sortir qu’en émigrant ou en mourant. L’émigration n’est pas systématiquement enregistrée : certaines personnes quittent la Belgique pour retourner dans leur pays d’origine ou se rendre dans un autre pays étranger sans signaler leur départ. Ces omissions sont assez rares quand il s’agit d’immigrés ayant fait partie de la population active. En effet, toute personne ayant travaillé légalement en Belgique acquiert des droits à ce titre (sécurité sociale, retraite), ce qui incite les candidats à l’émigration à communiquer leur nouvelle adresse aux autorités bien que ce ne soit pas obligatoire. De plus, les municipalités ne tardent pas à se rendre compte du départ définitif d’un migrant car il est exceptionnel que quelqu’un déménage sans que d’autres personnes n’emménagent à sa suite. Quand un nouvel occupant arrive à une adresse, les données concernant le précédent sont toujours corrigées en conséquence. Si besoin est, un agent de police est dépêché à l’adresse concernée pour prendre acte du départ des anciens occupants. Très souvent, les entreprises de service public ou l’administration fiscale préviennent la municipalité et le registre est modifié. Néanmoins, il est théoriquement possible que quelqu’un demeure dans le registre national de la population belge après avoir quitté le pays. Cela peut se produire quand un membre d’une famille émigre et que ses proches restés en Belgique n’ont aucune raison ou aucun intérêt (financier) à signaler son départ aux autorités.

L’une des hypothèses qui est suggérée dans la littérature est que les taux de mortalité des minorités pourraient être artificiellement abaissés par la sous-estimation des âges des individus (Elo et Preston, 1994). Dans la présente analyse, les taux ne peuvent pas en être affectés car le registre de population indique la date de naissance complète et les immigrés sont tenus de produire un acte de naissance lors de leur enregistrement. Dans les sous-populations étudiées, la date de naissance exacte ne manque que pour quelques individus. La plupart du temps, la collectivité locale d’origine certifie au moins l’année de naissance. Ce problème peut donc influer dans une certaine mesure sur l’étude de la mortalité des migrants les plus âgés, mais en aucun cas sur celle de la mortalité des adultes que nous avons sélectionnés.

La population immigrée étudiée comprend les ressortissants étrangers et les Belges par acquisition. En fonction de la nationalité d’origine, on peut ventiler la population en 9 groupes auxquels s’ajoute une catégorie résiduelle. La nationalité, la nationalité antérieure, le lieu de naissance et la nationalité de la mère ont été utilisés pour couvrir au mieux les groupes d’origine italienne, espagnole, marocaine, turque et d’Afrique sub-saharienne. La population originaire de pays voisins de la Belgique (France, Allemagne + Luxembourg, Pays-Bas) joue le rôle de groupe témoin. Les deux autres groupes sont la population belge de naissance et la catégorie résiduelle composée des migrants originaires de tous les autres pays. Le tableau 1 récapitule les données relatives à la population étudiée.

Tableau 1
Description de la population étudiée (adultes de 25-54 ans en 1991), Belgique, 1991-1995

Pour éliminer cette source d’incertitude, les bulletins de décès pour la période 1991‑1995 ont été appariés avec le registre de population. L’appariement a été effectué à partir de données anonymes en utilisant de nombreuses variables. Plus de 85 % des bulletins de décès ont pu être appariés avec un décès figurant au registre de population. Pour les 15 % restants, un couplage aléatoire de différentes données (dates de naissance et de décès, sexe et commune de résidence) a été réalisé au moyen d’un algorithme. Pour plus de 98 % des individus enregistrés lors du recensement et décédés durant la période d’observation, un appariement a été possible. Pour moins de 2 %, aucune correspondance n’a pu être établie, parfois en raison d’erreurs minimes sur les bulletins de décès [3].

Néanmoins, la principale raison empêchant les appariements est tout simplement qu’il manque un certain nombre de bulletins de décès. Lorsque le lieu de décès n’est pas situé en Belgique, aucun bulletin n’est établi par l’état civil belge et le registre des décès n’en a donc aucune trace. Les services qui tiennent le registre de population, en revanche, sont avertis par la famille ou par une administration quand une personne est décédée. Ainsi, sur les 102 489 décès consignés dans le registre national de la population belge pour l’année 1992, 100 697 ont pu être appariés avec un bulletin de décès. Les appariements ont été impossibles dans 1 792 cas. Parmi les personnes décédées de 1991 à 1995 dans la population adulte étudiée (groupe des 25‑54 ans en 1991), les décès de 1 566 personnes ont été reportés dans le registre de population mais n’ont pu être mis en regard d’un bulletin de décès (tableau 2). Les immigrés vivant en Belgique ont une probabilité sensiblement plus élevée que les Belges de naissance de décéder à l’étranger. En règle générale, les migrants effectuent des séjours plus fréquents et plus longs à l’étranger, que ce soit pour des vacances ou des visites à leur famille. Par conséquent, se limiter aux bulletins de décès engendre le risque de sous-estimer la mortalité de certaines sous-populations de migrants. Cette situation peut cependant être évitée puisque le registre national de la population belge nous renseigne sur la date de décès exacte même si la cause du décès n’y est pas indiquée.

Tableau 2
Nombre de décès inscrits au registre de population et ne correspondant à aucun bulletin de décès dans la population étudiée (adultes de 25-54 ans en 1991), Belgique, 1991-1995

Nous pouvons en conclure que le registre de population est assez précis en ce qui concerne l’enregistrement des décès mais que le non-établissement de bulletins pour les personnes décédées à l’étranger est à l’origine d’une proportion importante de décès de cause inconnue, en particulier pour certaines communautés d’immigrés.

Les bulletins de décès établis au cours de la période qui nous intéresse s’appuyaient sur la neuvième révision de la classification internationale des maladies (CIM‑9). Notre classification est fondée sur le concept de « cause principale du décès » défini par l’OMS. Il s’agit de la cause de décès considérée comme la plus pertinente, telle qu’elle figure sur le certificat de décès. Dans la mesure où notre analyse se cantonne au groupe d’âges 25‑54 ans, nous supposons que les informations sur les causes de décès sont relativement exactes, même pour les migrants.

L’agrégation s’effectue suivant les groupes de causes de la CIM‑9. Les principales causes uniques telles que le suicide, le diabète sucré ou le cancer du sein sont traitées séparément. Les autres causes sont regroupées suivant les chapitres et sous-chapitres de la 9^e CIM. Les maladies liées à l’alcool constituent la principale exception. Tous les décès provoqués par une consommation excessive d’alcool, chronique ou aiguë, sont regroupés, sans tenir compte des chapitres de la CIM (tableau 3).

Tableau 3
Causes des décès survenus dans la population étudiée (adultes de 25-54 ans en 1991, toutes nationalités), Belgique, 1991-1995

L’objectif est de constituer des groupes assez importants de causes de décès correspondant à des étiologies comparables et pour lesquels le niveau d’incertitude est acceptable en termes de diagnostic et de classification.

Soient TCM le taux comparatif de mortalité, P_x la structure par âge de la population belge de naissance, m_x les taux de mortalité par âge, s désignant une sous-population donnée et c une cause de mortalité donnée. On a donc :

Naturellement, la somme des taux comparatifs par cause est égale au taux comparatif de mortalité générale.

Pour évaluer l’effet de la situation socioéconomique sur les différences de mortalité générale, nous avons utilisé un modèle de régression de Cox. Ce modèle estime un risque non paramétrique de décès à l’instant t pour un individu ayant survécu jusqu’à cet instant t. Le registre nous renseigne sur les décès et les émigrations, permettant ainsi une mesure exacte de la durée d’exposition au risque de décéder ou de sortir du champ d’observation. Rappelons à ce propos que le modèle de Cox est adapté au traitement des observations censurées. La durée d’exposition est exprimée en jours.

Pour chaque variable continue, le modèle estime l’effet multiplicateur sur le risque lorsque la variable augmente d’une unité. Pour les variables catégorielles, le résultat indique l’effet multiplicateur de chaque modalité sur le risque de base associé à la modalité de référence.

Si h(t) est le risque de décès à l’instant (t), le modèle de Cox s’écrit :

où h_i(t) est le risque à l’instant (t) pour l’individu i

et h_o(t) est le risque de base.

Par conséquent, le risque de décès à l’instant t est le produit du risque de base par l’exponentielle de la somme des βx, où x représente le vecteur des variables introduites (Kleinbaum, 1996). Les exponentielles de β expriment le risque relatif de mourir durant la période d’observation associé aux différentes modalités d’une variable par rapport à la modalité de référence.

Dans le modèle de base, les variables explicatives sont la nationalité à la naissance et l’âge; l’âge est introduit en tant que variable continue car la mortalité progresse proportionnellement à l’âge dans le groupe étudié (25-54 ans). Un modèle de Cox est appliqué séparément pour chaque sexe. Dans les modèles suivants, le niveau d’instruction et le logement sont introduits comme variables de contrôle. Pour le niveau d’instruction, l’enseignement supérieur (qui est associé à la mortalité la plus basse) est pris comme modalité de référence. Tous les autres niveaux sont donc comparés avec les Belges de 25 ans ayant le niveau d’instruction le plus élevé. La variable intitulée « logement » est une variable composite qui prend en compte le statut d’occupation et le niveau de confort. L’analyse des données du recensement de la population belge montre que la variable logement permet une bonne approximation du revenu et de la richesse. Là encore, le groupe avec la plus faible mortalité (personnes propriétaires d’un logement offrant le niveau de confort le plus élevé) constitue la modalité de référence.

L’étude de la mortalité par cause est utile pour identifier les facteurs grâce auxquels certaines populations sont en meilleure santé que d’autres. À l’aide du modèle de Cox, nous pouvons estimer la situation de chaque groupe d’immigrés par rapport à la population belge pour une cause donnée. Un modèle est appliqué pour chaque sexe. Le modèle de base prend en compte l’âge et la nationalité à la naissance; l’âge est ici introduit sous forme de variable catégorielle en raison de sa relation non linéaire avec certaines causes de décès. Le modèle indique l’effet de la nationalité sur le risque de décéder pour une cause donnée pendant la période d’observation. Nous modélisons le risque instantané de décéder pour une cause particulière et considérons les décès liés à toutes les autres causes comme des observations censurées (même traitement que l’émigration). Toutes les personnes qui survivent sortent du champ à la fin de la période d’observation. En ajoutant des variables au modèle de base, nous pouvons évaluer l’incidence de chaque variable sur le risque de décéder pour une cause particulière, par nationalité d’origine.

Enfin, comme nous voulons nous concentrer sur les facteurs qui font que certaines populations sont en meilleure santé que d’autres, il faut estimer l’importance et le rôle de causes de décès spécifiques dans la mortalité générale. En conséquence, nous comparons la mortalité des communautés immigrées et celle de la population belge de naissance à l’aide d’une technique de décomposition simple fondée sur la table des taux comparatifs de mortalité par cause obtenus par standardisation directe pour chaque nationalité. Cette méthode (Elo et Drevenstedt, 2002) estime la contribution de chaque cause de décès à l’écart de mortalité totale entre une sous-population et la population d’origine belge. Les résultats obtenus ne permettent aucune comparaison entre nationalités car des contributions relatives identiques peuvent masquer des différences considérables en valeur absolue. Néanmoins, leur représentation graphique donne une première idée rapide de la contribution des différentes causes de décès à la mortalité générale. La somme des contributions relatives est égale à un.

Les causes de décès non identifiées posent un problème particulier. Pour y remédier, nous avons réparti proportionnellement les causes inconnues dans toutes les autres catégories de causes. Bien que cette méthode soit très approximative, elle permet d’atténuer la sous-estimation des causes identifiées. Comme nous pouvons supposer que les personnes gravement malades sont moins enclines à voyager, il est probable que les décès liés à des maladies chroniques (cancers, maladies pulmonaires obstructives chroniques) soient légèrement surestimés et que les causes de mort soudaine (accidents de la route, cardiopathies ischémiques, etc.) soient sous-estimées. En l’absence d’autres informations, la ventilation proportionnelle semble la solution la plus acceptable.

L’hypothèse du biais du saumon fonctionne en réalité de deux façons (ou est présentée sous deux angles différents dans la littérature) :

1. Selon la première argumentation, les personnes sur le point de mourir (comme le saumon migrateur) retournent dans leur pays d’origine. Le postulat est le suivant : même si leur émigration est enregistrée, les chiffres de la mortalité sont biaisés parce que leur départ du pays d’accueil juste avant de décéder se traduit par un numérateur artificiellement faible.

2. D’après l’autre version de l’hypothèse du biais du saumon, les personnes sur le point de mourir quittent leur pays d’accueil sans être enregistrées en tant qu’émigrants, ce qui influe à la fois sur le numérateur et le dénominateur. Comme elles sont toujours considérées comme présentes dans le pays d’accueil, elles demeurent comptabilisées dans l’effectif de la population exposée. Leur décès survenant en dehors du pays, il n’est jamais enregistré, ce qui les rend statistiquement immortelles.

Quand l’effectif de la population étudiée est faible, quelques cas de ce type suffisent à brouiller les cartes, surtout si l’on mesure la mortalité aux âges avancés.

La littérature sur le sujet fournit plusieurs arguments établissant que l’hypothèse du biais du saumon peut être réfutée par un simple raisonnement logique. Pourquoi des personnes gravement malades retourneraient-elles dans leur pays d’origine alors que le système de soins y est plus rudimentaire que dans leur pays d’accueil? Pourquoi quitteraient-elles leur famille au moment de mourir? [4] L’existence de systèmes de retraite et d’infrastructures de santé remet en cause cette hypothèse; sans compter que leurs attaches familiales et leurs enfants les retiennent dans le pays d’accueil. Une fois qu’ils ne sont plus retenus par leur travail parce qu’ils sont arrivés à la retraite et que leurs enfants ont grandi, les travailleurs immigrés âgés effectuent souvent des séjours prolongés dans leur pays d’origine, mais ce scénario ne s’applique pas au groupe d’âges qui nous intéresse ici.

En admettant que tous les flux d’émigration soient enregistrés, il est possible de calculer le taux de mortalité hypothétique des émigrants qu’il faudrait pour valider la théorie du « biais du saumon ». L’application des taux de mortalité de la population belge de naissance aux différents groupes d’immigrés donne le nombre de décès théorique qui serait observé si la mortalité des migrants égalait celle de la population belge. En soustrayant le nombre de décès réellement constatés, on obtient l’écart qui peut être attribué aux émigrants dans chaque sous-population.

Le tableau 4 montre que les taux de mortalité des personnes qui effectuent des migrations de retour devraient être extrêmement élevés pour « compenser » la faible mortalité des immigrés observée en Belgique (colonne 7). Nous pouvons en conclure que, sur la base des données d’émigration officiellement enregistrées, l’hypothèse du « biais du saumon » peut être écartée en ce qui concerne les adultes âgés de 25 à 54 ans.

Tableau 4
Estimation du taux de mortalité des personnes effectuant des migrations de retour et du nombre total de migrations de retour nécessaires pour égaler le taux de mortalité des Belges (hommes de 25-54 ans en 1991, mortalité en 1991-1995)

La seconde hypothèse concernant l’effet du « biais du saumon » se fonde sur l’émigration non déclarée. Étant donné que le registre de population est informatisé et centralisé, le risque de non-comptabilisation n’est extrêmement élevé que dans les cas où un seul membre d’une famille quitte le pays d’accueil, tandis que les autres y demeurent (jeunes quittant le domicile des parents, personnes plus âgées quittant leurs enfants, etc.). Ces situations semblent toutefois très improbables en ce qui concerne la population active adulte. Nous pouvons estimer le nombre d’émigrations non enregistrées qui serait nécessaire pour peser sur les chiffres de la mortalité des immigrés au point d’obtenir le même taux de mortalité que celui de la population belge. Le calcul est simplifié en appliquant des taux comparatifs et une durée maximale d’exposition de 58 mois. Ce calcul approximatif suffit à montrer qu’il faudrait un nombre absolument considérable de départs non comptabilisés pour que les faibles taux de mortalité de certaines nationalités soient imputables à une « immortalité statistique » (tableau 4, colonne 10).

Une autre méthode permet d’estimer l’importance des décès non comptabilisés parmi les populations recensées (et donc dans le registre de population). Rappelons-le, les décès non comptabilisés concernent les personnes mortes à l’étranger. Dans le cas des ressortissants belges, la représentation diplomatique est informée et l’unique problème qui peut se poser est celui du délai de recueil de l’information. La date de décès correcte est enregistrée, mais certaines informations peuvent manquer au moment de l’analyse.

Pour les personnes n’ayant pas la nationalité belge, la situation est différente. Si elles ne travaillent pas et que leurs proches n’ont aucun intérêt particulier à signaler leur décès à l’étranger, certains décès peuvent rester longtemps ignorés. Afin d’estimer l’ampleur du phénomène, une distinction a été opérée au sein de chaque groupe entre les individus naturalisés et les autres. L’analyse de survie au moyen d’une régression de Cox n’a révélé de problème potentiel que pour la population turque, le risque relatif de décéder étant significativement plus élevé pour ceux qui avaient acquis la nationalité belge, ce qui suggère que la mortalité des autres immigrés turcs est peut-être sous-estimée.

Sachant que nous avons effectué nos estimations en postulant seulement une mortalité des immigrés identique à celle de la population belge, alors que la majorité des migrants est défavorisée sur le plan socioéconomique, nous pouvons conclure que l’hypothèse du « biais du saumon » ne peut pas expliquer le paradoxe de la sous-mortalité des immigrés, en tout cas pas en Belgique.

Les données dont nous disposons sont moins appropriées pour évaluer la validité de l’hypothèse de l’effet de sélection. Selon l’hypothèse de la bonne santé des migrants, les immigrés adultes ont une mortalité inférieure à la population du pays d’accueil en vertu d’un processus de sélection dans la population de leur pays d’origine. Il est assez évident que l’état de santé général des migrants évalué peu après leur arrivée dans le pays d’accueil est probablement meilleur que celui de la population de leur pays d’origine. Néanmoins, l’effet de sélection ne peut qu’influencer la mortalité durant la période immédiatement consécutive à l’immigration ou diminuer l’incidence de certains problèmes chroniques particuliers tels que les maladies mentales. Il est difficile d’imaginer qu’un effet de sélection dans le pays d’origine pourrait être à l’origine d’une sous-mortalité par cancer plusieurs années après. Il peut donc être utile d’examiner les modèles de mortalité par cause pour évaluer le rôle possible des processus de sélection.

Tableau 5
Influence du pays d’origine sur le risque de mortalité selon les différentes variables explicatives prises en compte dans le modèle de Cox (adultes de 25-54 ans en 1991), Belgique, 1991-1995

Chez les femmes, le risque relatif des originaires d’Afrique sub-saharienne est significativement supérieur à celui des Belges, tandis que les Allemandes et les Françaises ne présentent pas un risque significativement différent du risque de référence. Le risque relatif le plus faible est observé chez les Espagnoles. En incluant le niveau d’instruction dans le modèle, le risque relatif de plusieurs populations de migrants est même encore plus bas, en particulier dans les communautés marocaine et turque. On voit donc que le risque relatif de mortalité de ces groupes diminue compte tenu de leur niveau d’instruction. La prise en compte de la variable « logement » agit dans le même sens : la plupart des migrants ont un profil de mortalité plus favorable que ce que leur situation socioéconomique pourrait laisser supposer. La réduction du risque relatif des hommes français montre que leur situation socioéconomique moins favorable est partiellement responsable de leur surmortalité par rapport aux Belges.

À l’évidence, les causes majeures de décès doivent être analysées pour expliquer les écarts de mortalité importants qui existent entre les différents groupes de population. En Belgique, les cardiopathies ischémiques représentent la principale cause médicale de décès (sexes réunis), suivies du cancer du poumon. Dans le groupe d’âges étudié, cependant, les causes extérieures sont également prépondérantes avec, au tout premier plan, le suicide, responsable d’un décès sur dix.

Si l’on étudie chaque sexe séparément, le tableau est extrêmement contrasté. Outre le fait que la mortalité masculine est environ deux fois supérieure à la mortalité féminine, la répartition des causes est différente. Le suicide, les cardiopathies ischémiques et le cancer du poumon sont les trois principales causes de décès chez les hommes de 25 à 54 ans et leur contribution respective est comparable. Chez les femmes de ce groupe d’âges, la première cause de mortalité est le cancer du sein, suivi du suicide. Les taux de mortalité dus à ces causes varient considérablement selon le pays d’origine (tableaux annexes A et B) et il existe quelques différences très notables avec le profil de la mortalité en Belgique.

Le tableau 6 présente les résultats d’une régression de Cox pour les principales causes de décès : suicide, cancers du poumon et du sein et cardiopathies ischémiques. L’âge a été pris en compte sous forme de variable catégorielle car la relation entre l’âge et la mortalité n’est pas linéaire en ce qui concerne certaines causes. Compte tenu de variations artificielles qui peuvent être liées à des problèmes de diagnostic, nous avons également regroupé toutes les cardiopathies, à l’exception des maladies cérébro-vasculaires et des « autres maladies du système circulatoire ». En raison de leur contribution particulière aux écarts entre les immigrés et le reste de la population en termes de mortalité par cause, nous avons aussi retenu les maladies infectieuses et parasitaires, la mortalité liée à la consommation d’alcool et les cancers de l’appareil digestif.

Tableau 6
Influence du pays d’origine sur la mortalité pour les principales causes de décès parmi les adultes de 25-54 ans en 1991, Belgique, 1991-1995 (risques relatifs et intervalles de confiance à 95 %)

Pour pratiquement toutes les causes de décès, les hommes originaires de Turquie et du Maroc présentent un risque relatif moins élevé. La mortalité des hommes turcs par accidents de la route constitue une exception. Pour la plupart des causes, l’avantage est statistiquement significatif, sauf pour le cancer du poumon et les cardiopathies ischémiques chez les hommes turcs. Si l’on regroupe toutes les cardiopathies, les principaux résultats demeurent identiques, si ce n’est que le risque relatif des hommes marocains et celui des turcs deviennent plus proches. Le risque relatif des hommes italiens descend également à un niveau significativement inférieur à celui des hommes belges.

L’écart le plus net concerne la mortalité due aux suicides et à la consommation d’alcool qui est nettement plus basse dans les communautés d’immigrés musulmans. Le taux de mortalité par suicide est également très faible dans la communauté italienne, ainsi que la mortalité liée à la consommation d’alcool chez les immigrés espagnols. La mortalité par cancer du poumon est faible chez les immigrés marocains, comme la mortalité par cancer du sein chez les immigrées turques, espagnoles et allemandes.

L’introduction de la situation socioéconomique (résultats non présentés) modifie peu ce tableau général et réduit simplement les risques relatifs de la population immigrée, comme pouvaient le laisser prévoir les résultats obtenus précédemment pour la mortalité générale. Là encore, la mortalité par suicide constitue l’exception; en tenant compte du niveau d’instruction, nous observons un risque supérieur pour les femmes françaises et néerlandaises.

La figure 1 montre la contribution de différentes causes de décès à la sous-mortalité caractéristique de certaines nationalités. Pour chaque communauté, les écarts sont évalués par rapport à la population belge et les groupes ne peuvent pas réellement être comparés entre eux. Les histogrammes indiquent la contribution de différentes causes de décès à l’écart de mortalité avec la population belge de naissance prise comme référence. Les bâtons de droite représentent les causes responsables d’une surmortalité chez les immigrés. Pour les hommes néerlandais, dont la mortalité générale est très inférieure à celle des hommes belges, la quasi-totalité des bâtons se trouve dans la partie située à gauche de l’axe central. Pour les femmes originaires d’Afrique sub-saharienne, qui ont une mortalité supérieure à celle des femmes d’origine belge, l’histogramme illustre le rôle des maladies infectieuses dans leur surmortalité.

Dans la base de données de l’OMS sur la mortalité (WHO Mortality Data Base), qui réunit les données officielles communiquées par les États membres, l’écart d’espérance de vie à la naissance au cours de la période 1990‑1995 est d’environ 15 ans pour les deux sexes entre les extrêmes français et marocain. La Belgique, où la durée de vie moyenne des hommes et des femmes s’élève respectivement à 73,3 ans et 80 ans, est précédée dans le classement par quatre pays, à savoir la France (73,3 et 81,4 ans respectivement), l’Espagne (73,8 et 81 ans), l’Italie (74 et 80,5 ans) et les Pays-Bas (74,3 et 80,2 ans); l’Allemagne suit la Belgique de près (72,6 et 79,1 ans).

L’espérance de vie à la naissance est nettement moins élevée au Maroc (62,8 ans pour les hommes et 66,2 ans pour les femmes) et en Turquie (65 et 69,7 ans respectivement). Dans la plupart des pays d’Afrique sub-saharienne, elle est plus basse encore. Bien que la mortalité infantile soit la première cause des écarts entre pays à faible et à forte mortalité, les informations disponibles semblent tout de même indiquer que des différences notables existent pour tous les groupes d’âges.

En ce qui concerne les risques relatifs de mortalité calculés pour les groupes d’immigrés que nous étudions (tableau 5), ni l’ampleur ni la nature des écarts (favorable ou défavorable) ne semblent être corrélées avec la mortalité dans les pays d’origine. La faible mortalité des migrants du bassin méditerranéen est confirmée par les résultats obtenus dans d’autres pays d’accueil européens (Brahimi, 1980; Razum et al., 1998; Uitenbroek et Verhoeff, 2002). Le risque de mortalité élevé des femmes africaines n’est pas surprenant. La surmortalité des hommes français, notamment par rapport à leurs homologues allemands et néerlandais, est en revanche étonnante.

De tels écarts entre des originaires de pays où les espérances de vie sont comparables sont-ils concevables? Pourquoi le risque de mortalité des hommes français est-il à ce point supérieur aux autres? La prise en compte du niveau d’instruction et du logement (tableau 5) montre que le désavantage relatif des Français s’explique en grande partie par la différence de situation socioéconomique avec la population belge. Les migrations des Français, des Néerlandais et des Allemands sont principalement des migrations frontalières et leur mortalité ne contraste guère avec celle de la population d’accueil locale (Van Oyen et al., 2002). Une analyse de la mortalité différentielle par région (Deboosere et Gadeyne, 2002) montre que les quotients varient selon les districts, de 0,7 pour Maaseik, dans le nord du pays, près de la frontière avec les Pays-Bas, à 1,38 pour Arlon, à l’extrémité sud de la Belgique, à la frontière avec la France. La grande majorité des migrants français réside dans les districts où la mortalité est la plus élevée, contrairement aux Néerlandais qui habitent là où la mortalité est plutôt faible. En outre, le niveau de la mortalité en France n’est pas non plus uniforme : la région septentrionale frontalière avec la Belgique est clairement celle où les Français ont la plus faible espérance de vie. Dans le Pas-de-Calais et en Picardie, la mortalité masculine dépasse respectivement de 25 % et 12 % la moyenne nationale; pour les femmes, les proportions sont de 14 % et 11 %. Cette surmortalité semble exister pour la quasi-totalité des causes de décès mais plus particulièrement pour les décès liés à la consommation d’alcool (Vallin et Meslé, 1988; Salem et al., 1999). Par conséquent, les taux élevés de mortalité et la structure de la mortalité des Français résidant dans le sud de la Belgique correspondent tout à fait à ce que l’on observe de l’autre côté de la frontière.

La conclusion que nous pouvons en tirer est que des risques de mortalité très différents peuvent être constatés dans un même pays d’accueil entre des groupes d’immigrés originaires de pays dont le niveau de développement est comparable. Il n’y a donc rien d’étonnant à ce que nos résultats fassent ressortir des écarts considérables, qui vont du simple au double d’une sous-population à l’autre. Des écarts même minimes en valeur absolue peuvent engendrer des différences sensibles en termes de risques relatifs sans que la qualité des données soit nécessairement en cause. Le fait que nos données régionales coïncident avec les résultats obtenus pour les résidents néerlandais et français peut être considéré comme une validation extérieure supplémentaire de la cohérence de nos données.

Les risques moins élevés des immigrés italiens et espagnols sont conformes aux données de mortalité dans leur région d’origine et aux résultats des études internationales. Cet avantage est sans doute largement imputable au régime alimentaire méditerranéen. L’une et l’autre populations ont traditionnellement fourni des travailleurs à la Belgique. Toutefois, elles sont constituées d’immigrés de longue date et leur situation socioéconomique s’est progressivement rapprochée de celle de la population belge.

Les Turcs et les Marocains ont fait partie de la dernière vague des migrations de travail, dans les années 1970. La plupart d’entre eux appartiennent aux couches les plus défavorisées de la population sur le plan socioéconomique. Néanmoins, leur mortalité est faible et, comme on peut s’y attendre, elle baisse encore après prise en compte de la situation socioéconomique. Ces résultats sont en accord avec ce qui est observé dans d’autres pays européens. Une faible mortalité a été constatée pour les Turcs en Suède (Ringbäck Weitoft et al., 1999) et en Allemagne (Razum et al., 1998), pour le groupe des Turcs et des Marocains aux Pays-Bas (Uitenbroek et Verhoeff, 2002) et pour les Marocains en France (Khlat et Courbage, 1995). Tous ces travaux avancent différentes explications au phénomène. Khlat et Courbage suggèrent qu’il s’agit de l’effet de la bonne santé des migrants. Razum et al. ainsi que Uitenbroek et Verhoeff le réfutent et penchent plutôt pour un effet lié aux migrations de retour. Ringbäck Weitoft et al. soulignent l’importance des retours non enregistrés, tandis que Uitenbroek et Verhoeff considèrent le problème de non-enregistrement comme négligeable. En revanche, tous ces auteurs constatent des écarts résiduels inexpliqués qui ne cadrent pas du tout avec la position sociale de ces groupes de migrants.

Compte tenu de leur mortalité globalement plus faible, les communautés immigrées sont généralement supposées avoir un risque inférieur à celui de la population d’accueil pour la