Inégalités en mortalité

1. Messages clés

Sur la période 2015-2019, on observe un important gradient de mortalité en fonction des revenus. Ce gradient s’observe également pour d’autres marqueurs socio-économiques (tels que le niveau d’instruction ou l’occupation).

Pendant la première vague de la pandémie de COVID-19 :

  • parmi les personnes âgées de 40 à 64 ans, la mortalité est restée stable dans chaque décile de revenu, ce qui n'a entraîné aucune modification des inégalités de mortalité.
  • parmi les personnes âgées de 65 ans et plus, la mortalité a augmenté dans tous les déciles de revenus, mais l'augmentation a été plus forte dans les déciles de revenus les plus faibles, ce qui a entraîné une augmentation des inégalités selon le revenu dans le groupe des 65 ans et plus.

La contribution de certaines pathologies aux inégalités de mortalité prématurée (moins de 75 ans) chez les hommes était la plus importante pour le cancer du poumon, les cardiopathies ischémiques, le suicide et les bronchopneumopathies chroniques obstructives (BPCO). Chez les femmes, ces pathologies sont les cardiopathies ischémiques, le cancer du poumon, les maladies cérébrovasculaires et les BPCO.

2. Introduction

Les inégalités socio-économiques (SE) de santé désignent des disparités systématiques en matière de santé entre les groupes SE, le plus souvent en défaveur des groupes sociaux moins favorisés. Les inégalités SE de santé sont régulièrement observées dans les sociétés industrialisées dans le champ complet des indicateurs de santé de santé, depuis les déterminants de la santé jusqu’à la mortalité [1,2]. La lutte contre les inégalités de santé est une priorité pour l'OMS [3], l'Union européenne [4] et la Belgique [5-7]. Afin d'évaluer les progrès réalisés dans la réduction des inégalités de santé, il est important de les mesurer et de les suivre au cours du temps [8,9].

Les inégalités SE peuvent être calculées pour différents marqueurs socio-économiques, par exemple le niveau de revenu, le niveau d'instruction, la profession, ou un score multidimensionnel combinant plusieurs indicateurs SE. Les inégalités SE peuvent être exprimées en termes de différence absolue (ici, la différence de taux de mortalité entre le groupe le plus défavorisé et le groupe le plus favorisé) ou de différence relative (ici, le rapport des taux de mortalité des groupes extrêmes). Les détails méthodologiques sont fournis dans cette annexe.

Outre les taux de mortalité par groupes socio-économiques, nous avons également examiné les taux de surmortalité pour évaluer les inégalités. L'excès de mortalité pendant la crise COVID-19 par rapport à un taux de mortalité de référence (par exemple le taux moyen au cours 5 années précédentes) peut être exprimé en termes absolus (comme la différence des taux de mortalité entre la période COVID-19 et la période de référence, ici 2015-2019) ou en termes relatifs, avec un "p-score" (défini comme les taux de mortalité en excès divisés par le taux de mortalité de référence). Plusieurs études ont décrit les inégalités récentes en matière de mortalité toutes causes confondues [10-12]. Les résultats présentés ici proviennent pour la plupart de l'étude de Decoster et al [11] et mettent en évidence l'évolution des inégalités de revenu en matière de mortalité pendant la crise COVID-19. Les inégalités de mortalité par cause proviennent d'études antérieures [13,14].

3. Résultats

Inégalités SE en mortalité toutes causes

Inégalités en fonction du revenu
Au cours de la période 2015-2019

Au cours de la période pré-COVID-19 (2015-2019), on observait déjà un important gradient de mortalité en fonction des revenus [11].

Pour les hommes âgés de 40 à 64 ans, le gradient d’inégalité absolue, mesuré par la pente de l’indice d’inégalité (SII), atteignait 185 pour 100 000 personnes-années, ce qui signifie que le taux de mortalité dans le décile de revenus le plus bas dépassait de 185 (pour 100 000 personnes-années) le taux de mortalité du décile de revenu le plus élevé. L’inégalité relative, mesuré par l'indice relatif d'inégalité (RII), atteignait 5,3, ce qui signifie que le taux de mortalité (dans ce groupe d'âge) était 5,3 fois plus élevé dans le niveau de revenu le plus bas que dans le niveau le plus élevé. Pour les femmes âgées de 40 à 64 ans, les inégalités, bien que légèrement inférieures à celles des hommes, restent élevées, le SII atteignant 93 pour 100 000 personnes-années et le RII 3,9.

Pour les hommes âgés de 65 ans et plus, le SII atteignait 596 pour 100 000 personnes-années, avec un RII de 1,76. Pour les femmes âgées de 65 ans et plus, le SII atteignait 499 pour 100 000 personnes-années, avec un RII de 2,05.

Pendant la première vague de la crise COVID-19 (mars-mai 2020)

L'impact de la première vague de COVID-19 sur les inégalités de mortalité dépend des groupes d'âge.

Pour les hommes et les femmes âgés de 40 à 64 ans, les taux de mortalité observés lors de la première vague COVID-19 n'ont pas changé par rapport à ceux de la période de référence, et ce pour tous les groupes de revenus, les inégalités n'ont donc pas évolué.

Au contraire, pour les hommes et les femmes âgés de 65 ans et plus, les taux de mortalité ont augmenté de manière significative au cours des mois de COVID-19 pour tous les groupes de revenus. Cet excès de mortalité a été inégalement réparti entre les groupes de revenus : en termes absolus, les taux de mortalité ont augmenté davantage dans les groupes de revenus les plus bas (surmortalité de +350 pour 100 000 personnes-années) que dans les groupes de revenus les plus élevés (surmortalité de +150 pour 100 000 personnes-années). Dans le même temps, la surmortalité relative (c'est-à-dire la surmortalité au cours de l'année étudiée divisée par la mortalité de base, ou "score P") était plutôt similaire dans les différents niveaux de revenus, de sorte qu'aucun gradient significatif n'a pu être observé. Cet impact plus faible d’une variation inégale de la mortalité sur les inégalités relatives que sur les inégalités absolues est attendu lorsque la mortalité est en hausse : en effet, le changement proportionnel est moins affectée par une augmentation du taux de mortalité dans les groupes à mortalité élevée que dans les groupes à mortalité plus faible.

Cela a entraîné une augmentation du SII qui a atteint 791 et 672 pour 100 000 personnes-années respectivement chez les hommes et les femmes de 65 ans et plus. Le RII a augmenté de façon plus modeste, passant de 1,76 à 1,86 chez les hommes et de 2,05 à 2,31 chez les femmes.

  • Hommes
  • Femmes

Taux de mortalité par déciles de revenus chez les hommes de 65 ans et plus, période 2015-2019 par rapport à la première vague de la crise COVID-19, Belgique
Source: Decoster et al. [11]

Taux de mortalité par déciles de revenus chez les femmes de 65 ans et plus, période 2015-2019 par rapport à la première vague de la crise COVID-19, Belgique
Source: Decoster et al. [11]

  • Hommes
  • Femmes

Surmortalité absolue selon le décile de revenu chez les hommes âgés de 65 ans et plus, période 2015-2019 par rapport à la première vague de la crise COVID-19, Belgique
Source: Decoster et al. [11]

Surmortalité absolue selon le décile de revenu chez les femmes âgées de 65 ans et plus, période 2015-2019 par rapport à la première vague de la crise COVID-19, Belgique
Source: Decoster et al. [11]

  • Hommes
  • Femmes

Surmortalité relative (p-scores) selon le décile de revenu chez les hommes âgés de 65 ans et plus, période 2015-2019 par rapport à la première vague de la crise COVID-19, Belgique
Source: Decoster et al. [11]

Surmortalité relative (p-scores) selon le décile de revenu chez les femmes âgées de 65 ans et plus, période 2015-2019 par rapport à la première vague de la crise COVID-19, Belgique
Source: Decoster et al. [11]

 Autres déterminants socio-économiques

Dans cette section, nous présentons des résultats mettant en évidence des inégalités de mortalité toutes causes au cours de la première vague de la crise COVID-19 selon d'autres déterminants SE.

Pour la période 2011-2015, les inégalités de mortalité toutes causes selon plusieurs déterminants SE ont été calculées par Aerden et al. et résumées par les inégalités en espérance de vie [10].

Évolution des inégalités par niveau d'instruction, première vague COVID-19 (mars-mai 2020)

Selon Decoster et al. [11], les inégalités d’instruction en matière de mortalité chez les personnes de moins de 65 ans, tout comme les inégalités de revenus, sont restées inchangées pendant la pandémie du COVID-19.

Pour les personnes âgées de plus de 65 ans, le gradient éducatif négatif bien connu en matière de mortalité s'est renforcé pendant la crise COVID-19 et le changement a été encore plus accentué que pour le gradient de revenu. L'augmentation des inégalités éducatives a été observée tant pour les inégalités absolues que pour les inégalités relatives.

Evolution des inégalités par quartiles d’un indice SE multidimensionnel, deux premières vagues de COVID-19 (mars-mai & october-november 2020)

Bourguignon et al. [12] ont étudié la relation entre la surmortalité chez les plus de 80 ans et un statut SE multidimensionnel au cours des deux premières vagues de COVID-19 ; elle est arrivée à une conclusion différente pour les personnes âgées de 80 ans et plus que pour les plus jeunes, avec une augmentation de la mortalité plus importante dans le groupe favorisé que dans le groupe défavorisé. Cette observation pourrait résulter en partie d'un effet de sélection en matière de santé - l'hypothèse étant que les personnes appartenant au groupe SE le plus bas et ayant atteint un âge avancé sont moins vulnérables, ce qui entraîne une réduction, voire une inversion, des inégalités de santé - et en partie du fait que les personnes ayant un statut SE indéterminé présentent le taux de mortalité le plus élevé et sont susceptibles d'appartenir au groupe le plus défavorisé.

Inégalités dans la mortalité par cause

Au cours de la période 2011-2015

Une étude d'Eggerickx et al. [14] présente les inégalités par groupes de cause de décès (COD) et d'âge sur la période 2011-2015, exprimées comme le rapport de la probabilité de décéder dans les différents groupes SE (ces groupes sont dérivés d'un score SE multidimensionnel distribué en quartiles) par rapport au groupe SE le plus élevé. Il s'agit d'une mesure relative de l'inégalité.

Pour chaque groupe de COD et à chaque âge, on observe un gradient social du risque de mortalité : plus le groupe social est élevé, plus le risque de décès est faible. Les inégalités SE relatives par groupes de COD étaient les plus élevées pour les maladies liées au système respiratoire et au système circulatoire.

Les inégalités SE relatives en mortalité diminuent avec l'âge. Un effet de sélection de la santé - selon l'hypothèse que les personnes appartenant au groupe SE le plus bas et ayant atteint un âge avancé sont moins vulnérables, ce qui réduit les inégalités de mortalité - pourrait jouer un rôle. La tendance par âge des inégalités absolues et relatives peut s'expliquer en partie par le faible nombre de décès à un jeune âge dans les deux groupes, ce qui donne une plus faible différence absolue aux jeunes âges, mais peut donner une grande différence relative.

Contribution de certaines causes de décès à l'inégalité en mortalité prématurée, période 2001-2006

Une étude précédente de Renard et al. [13] a examiné la contribution de certaines causes de décès à l'inégalité totale de la mortalité des moins de 75 ans au niveau de la population. Chez les hommes, la contribution du cancer du poumon, des cardiopathies ischémiques, du suicide et des bronchopneumopathies chroniques obstructives (BPCO) était la plus élevée ; chez les femmes, la contribution des cardiopathies ischémiques, du cancer du poumon, des maladies cérébrovasculaires et des BPCO était la plus élevée. Cela met en évidence les causes de décès pour lesquelles la réduction des inégalités profiterait le plus à l'ensemble de la population, en réduisant le niveau global de mortalité prématurée.

  • Hommes
  • Femmes

Classement des principlaes causes de décès en fonction de leur contribution (en %) à l’inégalité en mortalité prématurée (<75 ans), mesurée en « Fraction–attribuable-population (PAF) », hommes, Belgique, 2001
Source : Calculs des auteurs basés sur le recensement 2001 couplé à la mortalité pour un suivi de 5 ans

Classement des principlaes causes de décès en fonction de leur contribution (en %) à l’inégalité en mortalité prématurée (<75 ans), mesurée en « Fraction–attribuable-population (PAF) », femmes, Belgique, 2001
Source : Calculs des auteurs basés sur le recensement 2001 couplé à la mortalité pour un suivi de 5 ans

4. En savoir plus

Voir les métadonnées pour cet indicateur

Références

  1. Mackenbach J. Health inequalities: Europe in profile. Expert Report commissioned by the EU. Department of Health Publications; 2006.
  2. Feinstein JS. The relationship between socioeconomic status and health : A review of the literature. The Milkbank Quarterly. 1993.
  3. WHO Commission on Social Determinants on Health. Closing the gap in a generation: health equity through action on the social determinants of health. Geneva: WHO; 2008.
  4. Executive Agency for Health and Consumer. Second Programme of Community Action in the Field of Health 2008-2013. European Commission; 2007.
  5. Vlaamse overheid. Vlaamse Actieplan Geestelijke Gezondheid, Strategisch plan 2017-2019. 2017.
  6. Gouvernement wallon. Plan prévention et promotion de la santé en Wallonie. Partie 1: définition des priorités en santé. Namur; 2017. 
  7. Arrêté royal du 18 juillet 2013 portant fixation de la vision stratégique fédérale à long terme de développement durable: http://www.etaamb.be/fr/arrete-royal-du-18-juillet-2013_n2013011468.html. Moniteur Belge. 2013 Oct 8;
  8. Braveman PA. Monitoring equity in health and healthcare: a conceptual framework. JHealth PopulNutr. 2003.
  9. Maeseneer JD, Willems S. Terugdringen Sociale Gezondheidskloof: van concept naar politieke implementatie. Gent: Ghent University; 2021.
  10. Aerden KV, Damiens J, Moortel DD, Eggerickx T, Gourbin C, Huegaerts K, et al. Causes of health and mortality inequalities in Belgium: multiple dimensions, multiple causes. 
  11. Decoster A, Minten T, Spinnewijn J. The Income Gradient in Mortality during the Covid-19 Crisis: Evidence from Belgium. J Econ Inequal. 2021.
  12. Bourguignon M, Damiens J, Doignon Y, Eggerickx T, Fontaine S, Lusyne P, et al. Variations spatiales et sociodémographiques de mortalité de 2020-2021 en Belgique. L’effet de la pandémie Covid-19, Document de travail 27. Louvain-la-Neuve: Centre de recherche en démographie; 2021.
  13. Renard F, Tafforeau J, Deboosere P. Premature mortality in Belgium in 1993-2009: leading causes and 15 years changes. 2014. doi: 10.1186/2049-3258-72-34
  14. Eggerickx T, Sanderson J-P, Vandeschrick C. Mortality in Belgium from nineteenth century to today: Quetelet Journal. 2020.