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L’espérance de vie s’est accrue de manière considérable tout au long des deux derniers siècles : estimée aux alentours de 30 ans au XVIIIe, l’espérance de vie à la naissance, dans la population française, atteint 47,5 ans au début du XXe, et s’élève à presque 78 ans à la veille du XXIe siècle. Cette progression se poursuit de nos jours puisque 2,5 ans d’espérance de vie à la naissance ont encore été gagnés durant les 10 dernières années. L’espérance de vie s’allonge et le paysage sanitaire se modifie : les progrès sociaux, sanitaires et médicaux ont eu gain de cause face à la plupart des maladies infectieuses et ont laissé la place à des affections conduisant moins rapidement au décès, mais pouvant engendrer des séquelles et des incapacités. Durant les dernières décennies, les gains d’espérance de vie ont surtout concerné les âges élevés. Dès lors, il s’agit d’évaluer les conséquences de la chute de la mortalité sur les capacités fonctionnelles des individus plus nombreux à survivre, et à des âges de plus en plus élevés. Depuis le début des années 80, le débat est ouvert : à un extrême, pour certains, la chute de la mortalité reviendrait à épargner des individus fragiles et conduirait à une expansion des maladies et incapacités [40]. Pour d’autres, à l’opposé, les gains d’espérance de vie sont limités, et la poursuite des progrès en matière de santé s’appliquerait uniquement aux maladies et à leurs conséquences sur la qualité de vie ; cette évolution conduirait à une compression de la morbidité au sein d’une espérance de vie qui ne s’allongerait plus [19]. Ou encore, les progrès conduiraient à une amélioration générale de l’état de santé de la population (mortalité, maladies, incapacités), comme le suggèrent des études récentes [18, 42].
2 Les indicateurs d’espérance de santé permettent peu à peu d’apporter des réponses ; ils combinent la mortalité et la santé fonctionnelle, et calculés à plusieurs reprises, ils permettent d’apprécier l’évolution de la part de vie en bonne et en mauvaise santé au fur et à mesure que l’espérance de vie s’allonge. Ces indicateurs ont déjà été produits dans de nombreux pays [35] ; en France, l’espérance de vie sans incapacité a été calculée pour 1980 et 1991, dates des dernières enquêtes sur la santé. Elle indique une évolution positive de l’espérance de vie accompagnée d’une évolution positive de l’espérance de vie sans incapacité, pour les hommes et pour les femmes [34]. Les conclusions de ces travaux permettent de contredire pour l’instant une évolution dans le sens d’une expansion de l’incapacité en France, comme le suggère une des théories évoquées ; elles iraient même plutôt appuyer l’idée d’une compression de l’incapacité.
3 Quoi qu’il en soit, ces évolutions globales de la mortalité et de l’incapacité masquent des disparités sociales au sein de la population : il est en effet supposé depuis longtemps, et montré depuis que les données de mortalité le permettent (XVIIIe siècle), que des groupes de population, différenciés selon des critères de richesse ou d’appartenance sociale, ne sont pas soumis aux mêmes risques de mortalité, et ne semblent pas bénéficier dans une commune mesure des avancées sociales et médicales [38]. Afin d’apprécier l’impact de l’hétérogénéité sociale sur l’évolution plutôt favorable de la mortalité et de l’incapacité en France, nous avons mis au point des indicateurs d’espérance de vie sans incapacité pour différents groupes sociaux [7]. Les résultats de cette étude, qui seront rapidement présentés ici, fournissent une nouvelle opportunité de soulever et de débattre d’une part des difficultés que l’on rencontre pour mesurer les inégalités sociales de santé, et d’autre part, de l’apport de ces indicateurs pour la santé publique, alors que les inégalités de santé persistent dans un contexte sanitaire global plutôt favorable.
4 Il apparaît que les premières études sur les inégalités sociales de mortalité remontent au XVIIIe siècle [12, 39] ; Moheau suggère déjà d’incriminer les conditions de travail et avec elles, de manière sous-jacente, les conditions de vie qui leur sont associées : « Il serait à souhaiter qu’on poussât plus loin ces recherches et qu’on évaluât la vie des ordres religieux, la vie militaire, celle de la cour, celle des matelots, celle des gens de lettres, des cultivateurs et des artisans de différentes professions. Il en résulterait une notion de salubrité de chaque métier et de grandeur du sacrifice fait par l’adoption de certaines professions ou de certains régimes. » [32]. Par la suite, Villermé présente en 1840 la première étude chiffrée [41], à laquelle succèdent des études de plus en plus robustes et précises : Bertillon en 1889 [3], puis Huber en 1912 [24]. Ce dernier fournit des tables présentant la mortalité différentielle par profession pour l’ensemble de la population française, à partir des premières données disponibles (tableau I).
Tableau I - Mortalité par profession des hommes, d’après l’étude de Huber, France 1907-1908
5 Alors que les statistiques ont permis peu à peu de mettre en évidence ces différences et d’avancer des explications, les recherches se sont orientées vers des problèmes inhérents au fonctionnement de la société et à ses clivages sociaux : en effet, plus que le niveau de richesse et que le quartier d’habitation, plus que la profession exercée, on met en cause la position socio-culturelle qui englobe de nombreuses caractéristiques telles que l’instruction et l’éducation, les conditions de vie et de travail, le réseau social et l’environnement. Dès lors, la plupart des études françaises s’appuie sur une distribution de la population en catégories « socio-professionnelles » ; ces catégories permettent de regrouper les individus selon un maximum de caractéristiques communes, incluant celles pouvant avoir une influence sur l’état de santé [38].
6 En 1954, l’INSEE met en place une enquête ayant pour objectif d’appréhender les différentiels de mortalité dus à la position sociale. Il s’agit de l’enregistrement des décès au sein d’un échantillon représentatif de la population des français, constitué à partir des fichiers du recensement. Cette enquête, tout à fait novatrice dans ce domaine, a permis de mener les premiers travaux et calculs d’espérance de vie, et de chiffrer de manière fiable les inégalités sociales de mortalité [27, 17, 6]. Depuis, le recensement de la population de 1975 et une partie de celui de 1982 ont fait l’objet de tels suivis et de calculs [13, 14, 15, 16, 30]. Les études menées avec ces données ont montré que la population connaît de grandes disparités de mortalité selon la hiérarchie des catégories socio-professionnelles (CSP). Elles ont montré que le niveau de revenu associé aux catégories n’explique pas l’ensemble de ces disparités : les professions du secteur public, généralement moins bien rétribuées que les professions équivalentes du secteur privé, connaissent un niveau de mortalité plus faible. Ceci se confirme avec la place privilégiée occupée pendant longtemps par les instituteurs, compte tenu de leur rémunération moyenne, comme l’illustre la synthèse de ces résultats dans le tableau II.
Tableau II - Synthèse des résultats des études sur les différentiels d’espérance de vie entre les catégories socio-professionnelles extrêmes, dans la population masculine française
7 Bien que les résultats ne soient présentés ici que pour les hommes, les études les plus récentes, qui permettent d’étudier aussi la population féminine, montrent que les écarts sont moindres pour les femmes qui, entre autres explications, connaissent une moins grande dispersion sur l’échelle des professions. On déduit aussi de ces études une surmortalité des étrangers et des inactifs. Des études de suivi menées sur des cohortes particulières apportent des informations qui corroborent généralement ces résultats [11].
8 La hiérarchie établie diffère peu d’une étude à l’autre et au cours du temps (tableau II). Cependant, il est difficile d’évaluer l’évolution des disparités à partir de ces études du fait de problèmes de comparabilité dans le temps. Néanmoins, si on se lance dans une évaluation de la tendance globale, on peut conclure à un creusement des écarts entre les catégories extrêmes que constituent les ouvriers les moins qualifiés (manœuvres, personnels de service) et les instituteurs (jusque dans les années 1960), les professeurs (à partir des années 1970) ou les professions intellectuelles et artistiques (années 80-90). Desplanques précise alors que le creusement des différentiels constaté à travers ces études est en partie dû à la modification de la distribution de la population entre ces catégories extrêmes et donc aux variations du degré de sélection à l’entrée de ces groupes particuliers [13] : par exemple, l’élévation au cours du temps du niveau d’instruction et de formation au sein de la population conduit à une diminution de la part des professions les moins qualifiées. Les individus qui s’engagent aujourd’hui dans de telles professions (i.e. manœuvres, personnels de service) sont ceux qui ont le moins de qualification et certainement ceux qui sont soumis aux risques de mortalité les plus importants ; la composition de ces groupes était auparavant plus hétérogène. La baisse de la mortalité moyenne de ces groupes est moindre que dans le reste de la population, parce qu’en partie freinée par l’évolution des caractéristiques sociales des individus qui les composent. De ce fait, l’évolution des écarts qui séparent les catégories extrêmes ne renseigne pas sur la situation globale de la population, dont la répartition entre groupes s’est modifiée. L’idée d’une aggravation des inégalités sociales de mortalité est pourtant restée dans les esprits sur la base de ces résultats.
9 La France a produit des statistiques de mortalité différentielle fiables dès le milieu des années 1950. Mais malgré l’intérêt grandissant porté à ce champ, les données qui permettent d’étudier les différentiels de santé sont encore rares et si des résultats ponctuels ont permis d’alerter sur ce problème, ils ne permettent pas de l’expliquer, ni d’en surveiller l’évolution. Alors que l’espérance de vie et l’espérance de vie sans incapacité semblent progresser de manière simultanée en France, on s’interroge sur la répartition de ces gains. Les indicateurs d’espérance de vie sans incapacité selon le statut social pour deux périodes, 1980 et 1991, ont permis d’apporter des réponses à certaines questions en suspens.
10 Il s’agissait de mettre en évidence les relations entre mortalité et incapacité, autrement dit de savoir si une espérance de vie plus longue s’accompagne d’une plus grande période de vie en incapacité, comme c’est le cas pour les femmes en comparaison avec les hommes. Il s’agissait aussi d’apprécier l’évolution des inégalités sociales au cours du temps alors que l’espérance de vie et l’espérance de vie sans incapacité s’accroissent. Enfin, ces indicateurs ont permis de savoir si les conséquences de la chute de la mortalité sur l’état de santé au cours du temps (expansion ou compression de la morbidité) sont identiques pour tous ou diffèrent selon l’appartenance sociale.
11 L’étude des inégalités sociales de santé se heurte généralement à la disponibilité des données, au délicat choix des variables les mieux adaptées pour les mesurer ou encore aux évolutions sociales dans la population qui modifient la nature des groupes de population sur lesquels s’appuient les statistiques. L’étude menée pour le calcul des espérances de vie sans incapacité selon l’appartenance sociale a fait apparaître les problèmes classiques inhérents à toute étude portant sur les inégalités sociales — et surtout sur leur évolution —, et les problèmes liés à la nature et aux limites des données françaises [8, 10].
12 Il a fallu, dans un premier temps, déterminer le critère approprié pour répartir la population en groupes sociaux (revenus, diplômes, profession…). Trois points sont apparus incontournables pour le choix du critère. Le critère de différenciation sociale doit permettre (i) de déterminer un gradient social cohérent sur lequel s’alignent les différentiels de santé (ii) d’associer de manière définitive les individus à la catégorie à laquelle ils déclarent appartenir au moment de l’enquête et (iii) de créer des catégories homogènes et stables dans le temps de manière à opposer de période en période des groupes comparables (et non des catégories extrêmes vouées à se modifier). La classification française des CSP a permis pour cette étude de créer les trois groupes suivants :
13 Il a fallu ensuite adapter les données françaises à ces groupes socio-professionnels et aux besoins méthodologiques liés au calcul des indicateurs d’espérance de vie sans incapacité. Les données disponibles pour un tel calcul en France proviennent de deux sources. Les enquêtes décennales françaises sur la Santé et les Soins Médicaux 1980 et 1991 fournissent la prévalence observée de l’incapacité dans la population vivant en ménage ordinaire, selon la catégorie occupée ou anciennement occupée : l’incapacité est la conséquence fonctionnelle d’un état de santé dégradé et dans ces enquêtes, elle correspond à la déclaration des personnes du ménage étant « handicapées ou ayant simplement des gênes et difficultés dans la vie quotidienne ». Les enquêtes longitudinales de mortalité de l’INSEE, mises en place à partir des fichiers des recensements de 1954 et de 1975, fournissent des données sur les décès selon la CSP : une modélisation de ces données a permis d’estimer des risques relatifs de mortalité entre catégories et d’estimer des tables de mortalité pour les groupes socio-professionnels de l’étude.
14 Pour garantir la fiabilité des données et des estimations, du fait de la nature des données, la population de l’étude n’a pu être exhaustive. Certaines catégories de population ont été exclues du fait de carrières professionnelles complexes ; une grande mobilité professionnelle ne permet pas d’associer l’état de santé avec le statut professionnel occupé au moment de l’enquête. Ceci est particulièrement observable pour la population féminine, qui n’a pas fait partie de l’échantillon du suivi de mortalité de 1954 ou pour les jeunes (de moins de 35 ans). Quelques CSP ont également été exclues des échantillons de l’INSEE, ou de cette étude (mineurs, marins pêcheurs, professions artistiques). Enfin, cette étude exclut les individus qui n’ont jamais appartenu à une catégorie et ceux qui se déclarent inactifs (non retraités) : ce groupe de population de taille limité est très particulier chez les hommes aux âges adultes (environ 4 % des hommes de 35 ans et plus aux recensements de 1982 et de 1990). En fin de compte, la population de l’étude couvre 90 % des hommes de 35 ans et plus ; elle est constituée des actifs (travaillant ou au chômage) et retraités, classés selon la CSP déclarée au moment de l’enquête santé et du recensement, et répartis entre les trois groupes socio-professionnels de l’étude. On sait que la population exclue est hétérogène, stable en terme de proportion de population sur la période d’étude et caractérisée par une mortalité plus forte.
15 Les données de mortalité et d’incapacité sont combinées à partir de la méthode des tables à prévalence observée (méthode de Sullivan [37]), fournissant des estimations d’espérance de vie et d’espérance de vie sans incapacité pour les trois groupes socio-professionnels en 1980 et en 1991.
16 L’évolution de l’espérance de vie à 35 ans de la population masculine totale sur la période s’est caractérisée par un accroissement d’un peu plus de 2 ans, passant de 38 ans en 1980 à 40 ans en 1991. Ce gain est principalement dû à la chute de la mortalité aux âges élevés ; l’espérance de vie à 60 ans a progressé de presque 2 ans entre 1980 et 1991, passant d’environ 17 ans à 19 ans. Chacun des groupes a bénéficié d’une évolution positive et de même ampleur de l’espérance de vie à 35 ans ; entre 1980 et 1991, l’espérance de vie à 35 ans est passée d’environ 41,5 ans à 43,5 ans pour le groupe des cadres et d’environ 36 ans à 38 ans pour le groupe des ouvriers. À 60 ans, chacun des trois groupes a connu une progression de son espérance de vie d’environ 2 ans, passant de 19 ans à 21 ans pour le groupe des cadres et de 16 ans à 18 ans pour le groupe des ouvriers. Entre 35 et 59 ans, l’espérance de vie partielle des différents groupes, comme celle de la population totale, n’a que très peu évolué (tableau III). La stagnation de la mortalité aux âges jeunes ne paraît pas surprenante au niveau de la population totale, étant donné que très peu de gains restent à faire. Toutefois, on aurait pu voir s’accroître davantage l’espérance de vie partielle du groupe des ouvriers qui accuse un retard par rapport au niveau quasi-plafond atteint par le groupe des cadres. Mais l’évolution observée entre 1980 et 1991 n’indique pas de rattrapage du groupe des ouvriers par rapport au groupe des cadres. Ces évolutions aboutissent à une stagnation des inégalités de mortalité entre les cadres et les ouvriers ; 5,4 ans d’espérance de vie à 35 ans séparent ces deux groupes, en 1980 comme en 1991. Les écarts d’espérance de vie à 60 ans se sont très légèrement réduits au cours de la période, mais il reste encore 3 ans de différence entre les groupes en 1991. À 35 ans, la part de vie sans incapacité au sein de l’espérance de vie atteint 87 % en 1980 et 88 % en 1991 pour le groupe des cadres et seulement 80 % en 1980 et 82 % en 1991 pour le groupe des ouvriers. À 60 ans, la différence est encore frappante : le groupe des cadres peut espérer vivre 75 % en 1980 et 81 % en 1991 de vie sans incapacité, le groupe des ouvriers ne peut espérer en vivre que 66 % en 1980 et 71 % en 1991.
Tableau III - Espérance de vie, espérance de vie sans incapacité et espérance de vie en incapacité à 35 ans pour les trois groupes socio-professionnels de l’étude et pour la population masculine totale 1980-1991
17 Ces résultats ont mis en évidence un cumul des inégalités sociales de santé : le groupe des ouvriers a l’espérance de vie la plus courte mais aussi la proportion d’espérance de vie avec des incapacités la plus grande. Le groupe des cadres ne paie pas ces années de vie supplémentaires par davantage d’incapacité. Ces résultats sont cohérents avec l’ensemble des résultats obtenus dans les pays qui se sont livrés à ces calculs [7]. Nos résultats montrent aussi que les trois groupes de l’étude ont bénéficié d’évolutions positives et similaires de l’espérance de vie et de l’espérance de vie sans incapacité. De ce fait, les différentiels de mortalité n’ont pas évolué au cours de la période d’étude lorsqu’on considère des groupes de population stables ; la population masculine française n’est donc pas dans un schéma propice à la diminution des écarts ni à l’homogénéisation des durées de vie, mais elle ne subit pas non plus d’aggravation des écarts. Enfin, entre 1980 et 1991, les trois groupes socio-professionnels ont connu une compression de la période vécue en incapacité au sein de leur espérance de vie, et ce, aux âges jeunes comme aux âges élevés ; les gains obtenus dans la population totale ont profité à chaque groupe.
18 Au-delà de l’information qu’apportent ces résultats, cette étude ouvre encore les débats sur la façon de mesurer les inégalités sociales et sur la portée et la pertinence de tels indicateurs. Tout d’abord, il est souvent reproché à l’approche par les CSP de déshumaniser les individus et leur situation en les faisant entrer dans des catégories définies par des variables statistiques ou une caractéristique déterminée. Il est vrai qu’une approche par un suivi des individus et de leur parcours de vie (professionnel, matrimonial…), apporte une information plus précise en tenant compte de nombreuses variables susceptibles d’avoir un impact sur la santé [4, 11, 25, 45]. Buffon répondait déjà en son temps à cette critique : « Ces genres et classes sont l’ouvrage de notre esprit ; ce ne sont que des idées de convention : et lorsque nous mettons l’homme dans l’une de ces classes, nous ne changeons pas la réalité de son être, nous ne dérogeons point à sa noblesse, nous n’altérons pas sa condition, enfin nous n’ôtons rien à la supériorité de la nature humaine sur celle des brutes ; nous ne faisons que placer l’homme avec ce qui lui ressemble le plus, en donnant même à la partie matérielle de son être le premier rang. » (Buffon. Œuvres complètes : Matières générales. Tome IV, 1749). Comme le montrent les différentes estimations d’espérance de vie présentées dans cette étude, la répartition de la population selon la CSP met en évidence un véritable gradient dans le niveau de mortalité ; loin de stigmatiser un individu, cette classification rassemble pour mieux mettre en évidence des relations statistiques entre des modes de vie, environnements, conditions de vie et leur caractère protecteur ou risqué, en se plaçant à l’échelle de la population.
19 On met aussi en avant les problèmes posés par l’évolution de la structure socio-professionnelle de la population au cours du temps et l’émergence d’une population « précarisée » sans activité professionnelle, qui rendrait moins pertinente l’étude des inégalités sociales selon les CSP [20]. La constatation d’une stagnation des inégalités entre « catégories officielles » ne serait qu’une manière d’exclure encore les groupes « hors statistiques » en négligeant un possible creusement des écarts entre eux et le reste de la population (ici, ceux qui appartiennent à une catégorie et les autres). Mais la définition de la « précarité » reste à définir et les populations auxquelles on pense ne sont pas en majorité « hors statistiques » car elles ne sont pas figées dans cette position « précaire » mais oscillent entre activité et inactivité.
20 Seule une analyse longitudinale des parcours professionnels permet d’étudier la population « précaire », et des travaux sont menés dans ce sens [4, 33, 45] : la perte d’emploi ou les parcours instables sont plus fréquents dans les catégories rassemblant les professions les moins qualifiées et sont liés à un état de santé dégradé. Les données de l’Échantillon Démographique Permanent (INSEE) montrent un risque de mortalité plus important pour des individus devenus inactifs que pour ceux restés actifs [31]. Cette surmortalité, associée au parcours professionnel, se retrouve aussi dans les données issues des cohortes de l’INSEE de 1954 et de 1975, lorsqu’on les étudie de manière longitudinale. Par exemple pour la cohorte de 1975, les probabilités de décéder par âge, dans chaque CSP, sont plus fortes quand elles sont calculées à partir des décès enregistrés sur la période 1980-89 que lorsqu’on considère la période 1975-80 ; la différence est d’autant plus grande que la mortalité est forte [9]. Cela s’explique par le fait qu’à la constitution de ces échantillons, les CSP sont composées d’individus actifs (occupés et chômeurs) et de retraités. Les individus inactifs (hors retraite) sont dans une catégorie à part ; leur mortalité est plus forte parce que leur inactivité, temporaire ou définitive, est souvent due à un état de santé dégradé. À mesure qu’on s’éloigne de la date du recensement, des individus de toutes les CSP quittent l’activité professionnelle (hors retraite), là encore souvent à cause de leur mauvaise santé. La plupart de ces individus ont un risque de mortalité plus fort que la moyenne et se déclareraient inactifs si on les interrogeait à nouveau sur leur statut professionnel ; or, dans les enquêtes de mortalité de l’INSEE, ils sont toujours associés à la CSP déclarée au moment du recensement. Au fur et à mesure qu’on s’éloigne du recensement, l’effet de sélection opéré au moment de la constitution de l’échantillon s’atténue et les probabilités de décéder par âge augmentent. Ainsi, les statistiques de mortalité utilisées dans notre étude ne visent pas les statuts précaires de manière spécifique, mais parce qu’elles sont basées sur un enregistrement des décès éloigné de la date du recensement, elles incluent en partie leur effet délétère ; elles reflètent également l’inégalité sociale qui associe davantage ce phénomène aux professions non qualifiées.
21 En ce qui concerne les résultats de notre étude, on peut discuter l’impact de l’exclusion des inactifs de la population d’étude. Au recensement de 1982, seuls 4,6 % des hommes de plus de 35 ans ont déclaré être inactifs (non retraité) ; ce chiffre, légèrement en baisse, atteint 3,3 % au recensement de 1990. Dans notre travail, la population de l’étude a une mortalité générale légèrement plus faible que celle de la population totale, mais cette différence s’est réduite entre nos résultats de 1980 et 1991 : la stagnation des écarts qui a été observée ne serait ainsi pas faussée par l’étude de la population des CSP. On peut toutefois conclure à une sous-estimation de l’ampleur de ces écarts que connaît la population dans son ensemble, sous-estimation légère lorsqu’on se réfère aux effectifs totaux.
22 Ce travail aboutit à un bilan contrasté. Contrairement à la position pessimiste qui misait sur une aggravation des différentiels de mortalité, nous avons montré que les écarts ne diminuent pas, mais qu’ils ne s’accroissent pas non plus. Si un accroissement des inégalités peut être observé entre les catégories extrêmes de l’échelle sociale, il est la conséquence en partie de la restructuration progressive de la population. La constitution de groupes sociaux stables et comparables dans le temps met en évidence cet effet. Ainsi, la méthodologie utilisée nous amène à la conclusion plutôt optimiste selon laquelle, les écarts se maintiennent mais sous l’effet d’une évolution à la baisse de la mortalité et de l’incapacité qui profite à tous nos groupes. Le côté pessimiste de cette étude réside dans le maintien des inégalités au cours des années 80, y compris aux âges jeunes.
23 Les recherches actuelles sur les inégalités sociales de santé s’appuient sur une approche « parcours de vie » et montrent que toutes les périodes de la vie contribuent au processus de dégradation de l’état de santé à travers l’environnement ou les comportements adoptés et leur influence délétère ou protectrice ; le poids de naissance, les conditions de vie durant l’enfance, la pratique d’activités physiques ou la sédentarité, l’alimentation, les conditions de travail, les comportements à risques (tabac, alcool), les comportements face à son état de santé (consommation médicamenteuse, prévention, mode de recours aux soins) [9]. Plus particulièrement, il est démontré que la mortalité et la morbidité aux âges élevés sont liées aux conditions de vie aux âges jeunes [5, 23, 26, 28, 29, 36]. De même, les incapacités mesurées aux âges élevés sont en partie liées aux conditions de vie aux âges jeunes [25].
24 Les recherches montrent aussi qu’à côté des comportements et environnements individuels, la société est responsable des inégalités sociales de santé. Elle les induit à travers son organisation et les inégalités de toutes sortes qui lui sont associées (intégration sociale, instruction, compétences, conditions de travail, responsabilités, salaires), à travers les besoins de consommation délétères qu’elle suscite, l’environnement différencié qu’elle offre, à travers les messages de prévention qui n’atteignent pas l’ensemble des individus concernés ou encore à travers un accès aux soins qui n’apparaît pas toujours égalitaire [1, 2, 21, 22, 28, 43, 44]. À l’échelle de la population, les progrès médicaux et les meilleures connaissances induisent un accroissement global de l’espérance de vie qui prouve la « bonne santé » d’une société, mais ils sont basés sur une organisation sociale qui induit un cumul des facteurs de risque, responsable d’inégalités de santé. Les bénéfices des découvertes sanitaires et médicales et les améliorations sociales profitent souvent en premier lieu aux plus favorisés parce qu’ils sont mieux formés, mieux informés, plus réceptifs, plus préventifs.
25 Au cœur de ces réflexions, les indicateurs d’espérance de vie sans incapacité selon le statut social indiquent que les bénéfices obtenus au cours des années 80 ont profité à tous. Principalement localisés aux âges élevés, ces gains auraient trait à une meilleure gestion des maladies liées au vieillissement et à leur conséquences dans la vie quotidienne (dont les prévalences touchent massivement l’ensemble de la population) ; et cette meilleure gestion de la santé s’appliquerait donc de manière égalitaire. Mais ces résultats suggèrent aussi que les avancées des dernières décennies ont été impuissantes à réduire les inégalités en terme de mortalité prématurée ou face à l’incapacité aux âges jeunes. Ils attestent ainsi de l’incapacité à atteindre les groupes désavantagés aux âges jeunes, pour leur fournir le meilleur état de santé possible dans l’état des connaissances du pays. De ce fait, les écarts résiduels et persistants observés avant l’âge de 60 ans, au vu des recherches évoquées plus tôt, laissent présager des inégalités persistantes aux âges élevés dans les décennies à venir.
26 Pour lutter contre les inégalités sociales face à la santé, il faut bien sûr s’attacher à comprendre le processus de création de ces inégalités : il faut pour cela développer et multiplier les études sur les facteurs et causes des différences sociales en matière de comportements et d’environnement à risque pour la santé. Mais pour lutter contre les inégalités sociales face à la santé, il faut aussi pouvoir les mesurer et en surveiller l’évolution à l’échelle de la population. Il s’agit d’avoir une vision globale à la fois des avancées sociales médicales et sanitaires dans la population et de la manière dont ces avancées s’appliquent aux différents groupes de population. Dans cette optique, tout comme les différentes estimations d’espérance de vie selon la catégorie socio-professionnelle, les indicateurs d’espérance de vie sans incapacité selon le statut social devraient permettre de faire le point régulièrement sur l’état de la question en intégrant les notions de mortalité et d’incapacité, proches des préoccupations sanitaires du moment.
1 Adler N.E. et al. Socioeconomic inequalities in health : no easy solutions. Journal of the American Medical Association 1993 ; 269 : 3140-3145.
2 Aiach P. Nature et spécificité des inégalités sociales de santé. Santé Publique 1991 ; 2 : 28-30.
3 Bertillon J. De la morbidité et de la mortalité professionnelle (étude accompagnée d’une nouvelle table de mortalité par professions, d’après les Annuaires statistiques de Paris, 1885-89). Annuaire statistique de la ville de Paris, 1889, p. 186-236.
4 Bouchayer F. (Éd). Trajectoires sociales et inégalités : recherches sur les conditions de vie. INSEE ; MIRE ; Eres : 1994.
5 Brunner E., Davey Smith G., Marmot M., Canner F., Beksinska M., O’Brien. J. « Childhood social circumstances and psychosocial and behavioural factors as determinants of plasma fibrinogen ». Lancet 1996 ; 347 : 1008-13.
6 Calot G., Febvay M. La mortalité différentielle suivant le milieu social : présentation d’une méthode expérimentée en France sur la période 1955-1960. Études et Conjoncture 1965 ; 20e année, n° 11 (nov.) : 75-159.
7 Cambois E., Robine J.-M., Hayward M.D. Social inequalities in disability-free life expectancy in the French male population, 1980-1991. Demography (A paraître) novembre 2001.
8 Cambois E., Robine J.M. Inégalités sociales d’espérance de vie sans incapacité en France : Résultats et points de méthodologie. Médecine/Science 2000 ; 16 : 1218-24.
9 Cambois E. Calcul d’espérances de vie sans incapacité selon le statut social dans la population masculine française, 1980-1991 : un indicateur de l’évolution des inégalités sociales de santé. Thèse de doctorat en Sciences Économiques. Paris, Institut des Études Politiques de Paris, 1999, 350.
10 Cambois E. La mesure des inégalités sociales face à la santé : problèmes méthodologiques. In : Morbidité, mortalité : problèmes de mesure, facteurs d’évolution, essai de prospective. Colloque international de Sinaia sept 1996. AIDELF/PUF : Paris, 1998. p 422-432.
11 Cribier F. L’allongement de la vie et la mortalité différentielle des travailleurs après la retraite : l’étude d’une cohorte de parisiens. Sociologie Santé 1997 ; 16 : 20-38.
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[ *] Équipe Démographie et Santé, Centre Val d’Aurelle, Parc Euromédecine, 34298 Montpellier 05.
Dans le contexte de l’allongement, ancien et durable, de l’espérance de vie, on s’interroge sur l’ampleur et l’évolution des inégalités sociales de santé. Dès la fin du XVIIIe siècle, Moheau soulignait déjà les différences de durées de vie selon la profession, et ce n’est que bien plus tard que des statistiques officielles permettront de confirmer ses inquiétudes. Malgré l’intérêt croissant porté à ces questions, les données manquent pour mesurer le phénomène, en surveiller l’évolution et en comprendre les causes. Les indicateurs d’espérance de vie sans incapacité que nous avons mis au point pour des groupes socio-professionnels ont permis de répondre à certaines des questions en suspens. Les résultats de cette étude sont présentés brièvement ; ils permettent de soulever et débattre une nouvelle fois des problèmes de mesure des inégalités sociales et de leur place en santé publique.
In looking at increases in disability-free life expectancy we examine the scope and evolution of social inequalities in health. As early as the end of the 18th century, Moheau had already emphasised the differences in life expectancy according to profession but it wasn’t until much later that official statistics could confirm them. Despite the growing concern related to this phenomenon, the data are lacking for tracking its evolution and understanding its causes.
The indicators of disability-free life expectancy that we established for socio-professional groups allowed us to respond to certain outstanding questions. The results of this study are summarised in this article. They serve to re-open the debate around the problems involved in measuring social inequalities and their place in public health.Keywords
social inequalities, mortality, disability-free life expectancy trends, measure
Emmanuelle Cambois et Jean-Marie Robine « Apport des indicateurs d'espérance de vie sans incapacité à l'étude des inégalités sociales de santé », Santé Publique 2/2001 (Vol. 13), p. 137-149.
URL : www.cairn.info/revue-sante-publique-2001-2-page-137.htm.
DOI : 10.3917/spub.012.0137.
