Études analytiques : méthodes et références
Couplage des données du Recensement de la population de 2006 à celles de la Base canadienne de données sur la mortalité : étude descriptive et de validation

Remerciements

Les auteurs souhaitent remercier Michael Tjepkema et Lauren Pinault, de la Division de l’analyse de la santé, pour leur aide précieuse et leurs conseils utiles lors des analyses et de la validation des données, et pour avoir lu et commenté une version préliminaire de cet article. Ils souhaitent aussi remercier Émilie Mayer et Martin Lessard pour leur soutien et les conseils fournis lors du couplage des enregistrements, ainsi que Lenka Mach pour les conseils offerts relativement à l’estimation des taux de mortalité.

Résumé

La Base canadienne de données sur la mortalité (BCDM) ne comporte pas d’identificateurs de la sous-population pour examiner les taux de mortalité et les disparités entre des groupes tels que les Premières Nations, les Métis, les Inuits et les groupes de minorités visibles. Le couplage des données de la BCDM à celles du Recensement de la population permet de contourner ce problème. Le présent rapport décrit un couplage de la BCDM (2006 à 2011) au Recensement de la population de 2006, qui a été réalisé au moyen d’un appariement exact déterministe hiérarchique, en mettant l’accent sur la méthodologie et la validation. Dans l’ensemble, parmi les 1,4 million d’enregistrements de la BCDM admissibles, 1,2 million ont été couplés aux enregistrements du recensement, ce qui a permis d’obtenir un taux de couplage de 89 %. Cependant, les taux de couplage variaient en fonction de caractéristiques démographiques et d’autres caractéristiques, notamment le groupe d’âge.

Le rapport décrit aussi la création d’une cohorte du Recensement de 2006 et de la BCDM constituée de résidents canadiens ne vivant pas en établissement et ayant rempli le questionnaire détaillé du recensement (formulaire 2B ou 2D). Les caractéristiques de la cohorte étaient semblables aux estimations déjà publiées, ainsi qu’aux caractéristiques de l’ensemble de la population ne vivant pas en établissement. Une évaluation externe de la validité comparant la survie des membres de la cohorte aux taux de survie au moyen de tables de mortalité officielles a illustré des tendances semblables chez les personnes plus jeunes. Cependant, parce que la cohorte excluait les personnes vivant en établissement, la survie était supérieure au sein de la cohorte que dans la population des tables de mortalité. En outre, les taux de mortalité des enfants et des adolescents vivant à l’intérieur et à l’extérieur de l’Inuit Nunangat ont été comparés aux estimations déjà publiées au moyen d’une approche géographique. Les deux ensembles d’estimations étaient semblables pour les Inuits. Cependant, les estimations de la cohorte étaient inférieures aux estimations publiées des enfants et des adolescents non autochtones.

Le couplage des données du Recensement de 2006 à celles de la BCDM donne plusieurs occasions d’examiner les taux de mortalité, ainsi que les tendances et les profils au sein de l’ensemble de la population canadienne et d’importantes sous-populations. Ces études pourraient être réalisées pour étudier les disparités entre ces groupes et la population générale, ce qui servira à guider l’élaboration des politiques et la réalisation d’autres études.

Note : Cet ensemble de données sera remplacé par la Cohorte santé et environnement du recensement canadien de 2006 (CSERCan) mise à jour, qui fera partie d’une série d’ensembles de données couplés au recensement établis au moyen d’une méthodologie semblable. Regroupés, ces ensembles de données, qui seront mis à jour périodiquement, permettront de mesurer de manière continue les disparités en matière de mortalité et d’analyser les tendances au fil du temps. Les ensembles de données de la CSERCan seront disponibles dans les centres de données de recherche de Statistique Canada.

Mots clés : couplage d’enregistrements, appariement exact déterministe hiérarchique, validation, mortalité, identificateurs de sous-population

1 Introduction

La Base canadienne de données sur la mortalité (BCDM) est une base de données administratives qui recueille des renseignements sur la cause de décès auprès de tous les registres provinciaux et territoriaux de la statistique de l’état civil au Canada. Elle servait auparavant à estimer les taux de mortalité et les disparités entre des groupes particuliers, comme les Premières Nations et les Métis (Park et coll., 2015; Tjepkema et coll., 2009; Tjepkema et coll., 2010). Ces estimations ont été obtenues lors de la création de la première cohorte représentative de la population à l’échelle nationale au Canada, qui était le fruit du couplage des enregistrements de la BCDM au Recensement de la population de 1991 (Wilkins, Tjepkema et coll., 2008). Ce couplage déterminait les personnes ayant déclaré avoir une ascendance des Premières Nations ou métisse, détenir le statut d’Indien inscrit ou appartenir à une bande indienne ou à une Première Nation. D’autres études ont utilisé, au moyen de la BCDM, des approches géographiques pour estimer les taux de mortalité chez les enfants et les adolescents inuits et des Premières Nations (Oliver, Peters et Kohen, 2012; Peters, Oliver et Kohen, 2013). Ces études ont démontré des disparités significatives entre les sous-populations autochtones et non autochtones en ce qui concerne la mortalité, toutes causes confondues, et de nombreuses causes de décès particulières.

Il faut mettre ces taux de mortalité à jour au moyen d’une nouvelle cohorte, et examiner s’il existe aussi des disparités entre ces sous-populations dans la nouvelle cohorte. En outre, la cohorte nouvellement créée pourrait servir à examiner les disparités dans d’autres sous-populations, plus particulièrement les minorités visibles (plusieurs chercheurs ont exprimé des préoccupations au sujet du manque de données et de recherche sur le lien entre l’appartenance à une minorité visible et la santé) (Khan et coll., 2015). En outre, une telle étude pourrait aussi tirer profit des changements apportés à la collecte et à la gestion des enregistrements du Recensement de la population. Par exemple, le nom des répondants en format électronique a été rendu accessible pour la première fois dans le Recensement de 2006 (Statistique Canada, 2010b). En outre, depuis 1996, on demande aux personnes de déclarer si elles s’identifient comme Autochtone et si elles ont une ascendance autochtone. Ces améliorations et changements simplifient et, ultimement, améliorent le couplage d’enregistrements et les analyses.

Le couplage d’enregistrements, soit le processus consistant à coupler ou à apparier des enregistrements de différentes bases de données, sert souvent à contourner les limites des données et à créer des ensembles de données pour la recherche (Rotermann et coll., 2015). L’appariement exact déterministe hiérarchique est l’une des méthodes de couplage d’enregistrements. Dans le cadre de celle-ci, on apparie différentes combinaisons de renseignements sur la personne dans les ensembles de données couplés. Les renseignements sur la personne comprennent notamment le nom, le sexe, la date de naissance et le code postal du lieu de résidence.

La présente étude décrit un couplage d’enregistrements du Recensement de 2006 à des enregistrements de la BCDM de 2006 à 2011 effectué au moyen d’un appariement exact déterministe hiérarchique. Elle décrit aussi la création de la cohorte du Recensement de 2006 et de la BCDM à des fins de suivi, afin d’estimer les taux de mortalité au Canada^{Note 1}. En outre, ce document présente les résultats de la validation de ce couplage d’enregistrements. Au moyen de la validation, l’étude a pour but de répondre aux questions suivantes : (1) La cohorte à l’étude est-elle représentative de la population générale ne vivant pas en établissement en ce qui concerne les principales caractéristiques sociodémographiques? (2) Les décès couplés sont-ils représentatifs de tous les décès qui se sont produits au cours de la période à l’étude? (3) Dans quelle mesure les taux de mortalité globaux correspondent-ils aux taux attendus et estimés précédemment pour l’ensemble de la population et les sous-populations particulières qui nous intéressent?

2 Données

2.1 Recensement de la population de 2006

Le Recensement de la population de 2006 a été réalisé au moyen de questionnaires abrégés et détaillés. Un ménage sur cinq a reçu le questionnaire détaillé, qui comprenait des questions sur la scolarité, l’ethnicité, l’identité autochtone, la mobilité, le revenu, l’emploi et d’autres aspects, en plus de recueillir des renseignements démographiques de base. Les autres ménages ont reçu le questionnaire abrégé, qui recueille des renseignements démographiques de base. Les répondants devaient remplir le questionnaire à leur sujet et au sujet des autres membres du ménage en ligne ou par la poste avant le 16 mai 2006 (jour du recensement) (Statistique Canada, 2010a). On avait demandé à tous les ménages du Nunavut, des Territoires du Nord-Ouest (sauf Yellowknife), du Yukon (sauf Whitehorse) et d’autres réserves et établissements indiens de remplir le questionnaire détaillé du recensement. Dans le cadre du Recensement de 2006, 22 réserves indiennes ont été partiellement dénombrées ou non dénombrées.

Le recensement couvre de 95 % à 97 % de la population des provinces, et de 93 % à 94 % de celle des territoires (Statistique Canada, 2010b). Le sous-dénombrement était de 4 %, tandis que le surdénombrement était de 2 %. Le sous-dénombrement net était supérieur chez les hommes, les jeunes adultes et les personnes seules (Statistique Canada, 2010b).

2.2 Base canadienne de données sur la mortalité

La BCDM est une base de données administratives qui regroupe annuellement des données démographiques et sur les causes de décès pour tous les décès au Canada à partir de tous les registres provinciaux et territoriaux de la statistique de l’état civil (Statistique Canada, s.d.). Même si celui-ci est minimal, la base de données comprend un certain sous-dénombrement parce qu’elle ne comprend pas les décès des Canadiens (1) qui sont décédés à l’extérieur du Canada, à l’exception des États-Unis; (2) qui ont été membres des Forces canadiennes; (3) dont le corps n’a pas été identifié. Un surdénombrement minimal est aussi attendu puisque les décès des non-résidents, même s’ils sont exclus de la plupart des totalisations, sont enregistrés (Statistique Canada, s.d.).

Aux fins du couplage d’enregistrements, les données de la BCDM étaient limitées aux résidents du Canada qui sont décédés entre 2006 et 2011 (1,4 million d’enregistrements). Cela s’explique par le fait que le recensement ne vise que les résidents canadiens qui étaient dénombrés en 2006. En outre, au moment du couplage d’enregistrements, 2011 était l’année la plus récente pour laquelle des enregistrements de la BCDM étaient accessibles. Bien que les décès survenus en 2006 avant le jour du recensement et les décès des personnes nées après le jour du recensement aient été conservés dans le cadre du couplage d’enregistrements et de l’évaluation de la qualité des données, tout lien avec ces enregistrements a été supprimé du fichier analytique après le couplage d’enregistrements.

2.3 Base de mortalité amalgamée

La Base de mortalité amalgamée (BMA) renferme les clés d’un couplage réalisé précédemment entre la BCDM, les enregistrements des personnes décédées en fonction des fichiers de données fiscales, le registre des personnes à charge et le fichier de contrôle des couplages (les deux derniers fichiers renferment des renseignements nominaux et géographiques sur les personnes décédées) (Mayer, 2016). Cet ensemble de données a servi à extraire les noms, les dates de naissance et les codes postaux des fichiers de données fiscales pour 2005 à 2007.

3 Méthodes

3.1 Prétraitement et évaluation des ensembles de données

Les données des différentes bases de données ont été prétraitées dans le but d’améliorer la qualité des variables de couplage. Tous les enregistrements annulés (les enregistrements de décès présentés initialement par une province ou un territoire, mais qui ont ensuite été annulés) ont été supprimés du fichier de la BCDM. Les noms ont été normalisés et mis en forme pour correspondre aux formats des données du recensement, et les caractères spéciaux ont été retirés. Une version prétraitée de l’ensemble de données du Recensement de 2006 couplé au fichier d’établissement des immigrants (Sanmartin et coll., 2016), a été utilisée avec un traitement supplémentaire minimal. L’ensemble de données renfermait 30,7 millions d’enregistrements recueillis au moyen du questionnaire abrégé et du questionnaire détaillé du recensement. On a utilisé la date de naissance non imputée pour obtenir des appariements optimaux en fonction de données brutes, et pour prévenir les erreurs de couplage.

Les variables de couplage des deux ensembles de données (nom, date de naissance, sexe et code postal) ont été évaluées en vue du couplage en examinant la disponibilité et les distributions de fréquences.

3.2 Couplage d’enregistrements

L’appariement exact déterministe hiérarchique a servi à coupler les ensembles de données au moyen du nom, du sexe, de la date de naissance et du code postal en 20 cycles (figure 1 et tableau 1). Dans le cadre de cette méthode, les enregistrements des deux ensembles de données sont couplés en appariant les variables de couplage, ou différentes combinaisons et versions de variables de couplage. Les critères d’appariement étaient variés ou la rigueur a été modifiée au cours de chaque cycle. Par exemple, lors du premier cycle de ce couplage d’enregistrements, les enregistrements des deux ensembles de données devaient correspondre exactement dans le cas des quatre variables de couplage. Au cours des deux cycles suivants, les enregistrements devaient correspondre dans le cas de trois variables de couplage (tableau 1). Les enregistrements de la BCDM couplés au cours d’un cycle ont été supprimés des enregistrements accessibles au couplage lors des cycles suivants. L’appariement exact déterministe hiérarchique a été préféré aux méthodes probabilistes parce qu’il a été jugé comme plus intuitif et nécessitant moins de temps.

Le logiciel MixMatch^MD (version 1.3) a été utilisé pour apparier les noms d’une manière qui permettait d’avoir quelques divergences et des pseudonymes. Lors des cycles 17 à 20, les noms, les dates de naissance et les codes postaux tirés des fichiers de données fiscales de 2005 à 2007 ont servi à assurer l’appariement.

Description de la figure 1

Le titre de la figure 1 est : « Diagramme du couplage d’enregistrements du Recensement de la population de 2006 à la Base canadienne de données sur la mortalité (BCDM), 2006 à 2011 ».

Ce diagramme présente tout d’abord le nombre d’enregistrements de 2006 à 2011 compris dans la BCDM (n = 1 425 425). La BCDM a été couplée au Recensement de la population de 2006 (n = 30 680 960) au moyen d’un appariement exact déterministe hiérarchique, et ce, en 16 cycles (cycles 1 à 16). Cet appariement a permis d’obtenir des enregistrements de la BCDM couplés (n = 1 155 065) et des enregistrements de la BCDM non couplés (n = 270 360). D’autres noms, dates de naissance (DN) et codes postaux (CP) tirés de la Base de mortalité amalgamée (BMA) ont été ajoutés aux enregistrements de la BCDM non couplés. Les enregistrements de la BCDM non couplés et augmentés ainsi obtenus ont été couplés aux enregistrements du Recensement de la population de 2006 (n = 30 680 960) au moyen d’un appariement exact déterministe hiérarchique, et ce, en quatre cycles (cycles 17 à 20). Au cours de ce second appariement, le nombre d’enregistrements de la BCDM couplés a augmenté (n = 1 175 205).

La note est la suivante : BMA : Base de mortalité amalgamée; DN : date de naissance; n : nombre (arrondi de façon aléatoire au multiple de 100 le plus près); CP : code postal.

La source est la suivante : Statistique Canada, couplage des données du Recensement de 2006 et de la Base canadienne de données sur la mortalité, 2006 à 2011.

 

3.3 Revue par le commis

Une revue par le commis ou une revue manuelle a été réalisée par deux réviseurs indépendants qui n’ont pas pris part au couplage d’enregistrements initial. Selon le cycle, de 5 % à 15 % des paires couplées ont été choisies de manière aléatoire à des fins d’examen. Les paires créées au cours des quatre premiers cycles étaient censées être de meilleure qualité parce que l’appariement nécessitait davantage de rigueur, tandis que les paires créées au cours des cycles subséquents étaient censées être de moins bonne qualité. Les tailles de l’échantillon ont été établies de manière à tenir compte de cette attente. Dans l’ensemble, environ 3 600 paires ont été sélectionnées à des fins d’examen : un échantillon de 5 % tiré des cycles 1 à 4, un échantillon de 10 % tiré des cycles 5 à 11, et un échantillon de 15 % tiré des cycles 12 à 20.

Les paires étaient classées en deux catégories, soit un « bon couplage » ou un « mauvais couplage », en comparant le nom, la date de naissance, le sexe et le code postal tirés des fichiers du recensement, de la BCDM et de la BMA. Un troisième réviseur tranchait lorsque les réviseurs n’étaient pas d’accord. Les taux de faux positifs ont été calculés sous forme de proportion du nombre pondéré d’appariements faussement positifs par rapport au nombre pondéré total d’appariements dans l’échantillon.

4 Validation du couplage d’enregistrements

4.1 Ensemble de données analytiques

Pour valider le couplage d’enregistrements, un ensemble de données analytiques a été produit au moyen de la fusion de l’ensemble de données des clés de couplage (renfermant les variables de couplage qui correspondent à celles de la diffusion du recensement et des fichiers de la BCDM) avec les enregistrements de la BCDM dans le champ de l’enquête. Les enregistrements dans le champ de l’enquête comprenaient les personnes dont le décès s’est produit entre le 16 mai 2006 et le 31 décembre 2011. Les personnes décédées qui sont nées après le 16 mai 2006 ont été exclues. L’ensemble de données ainsi obtenu a ensuite été fusionné avec l’ensemble de données de la diffusion du Recensement de 2006.

Ces fusions ont permis d’obtenir un fichier analytique renfermant 32 millions d’enregistrements du recensement, dont 1,2 million comprenant des données sur la mortalité. Cet ensemble de données excluait 10 700 doublons. En outre, il excluait 100 décès survenus en 2011. Ces décès faisaient partie de l’ensemble de données original ayant servi au couplage des enregistrements, mais ils ont été supprimés de la BCDM par la suite. À des fins de validation et d’analyse, seuls les enregistrements des questionnaires détaillés du recensement des personnes ne vivant pas en établissement ont été conservés. Cet ensemble de données comprenait 6,5 millions d’enregistrements.

Parmi les établissements dont les enregistrements des résidents ont été exclus du fichier analytique, il y avait les suivants : hôpitaux et établissements connexes; installations pour les personnes ayant une incapacité; établissements de soins spéciaux (établissements de soins infirmiers, résidences pour personnes âgées, établissements pour malades chroniques, établissements de soins de longue durée et établissements connexes); établissements pour les enfants et les mineurs; foyers et centres de traitement pour les enfants ayant une déficience psychiatrique ou développementale; établissements pour délinquants et jeunes contrevenants; établissements correctionnels et pénitentiaires; prisons; lieux de détention de la police; refuges pour personnes sans adresse fixe; autres refuges et centres d’hébergement offrant des services d’aide; refuges pour femmes violentées et leurs enfants.

4.2 Contenu du fichier analytique

Le fichier analytique renfermait des variables socioéconomiques et démographiques tirées du recensement, y compris la scolarité, le revenu, l’appartenance à une minorité visible, l’identité autochtone, le lieu de résidence, les langues, la mobilité, l’état matrimonial et la situation des particuliers dans les ménages. Il renfermait aussi la cause du décès, le lieu du décès, la date du décès, les quintiles de revenu du quartier et d’autres données de la BCDM.

5 Validation interne

5.1 Caractéristiques de la cohorte

Les caractéristiques socioéconomiques et démographiques des Premières Nations, des Métis, des Inuits, des membres des groupes de minorités visibles et des groupes non autochtones compris dans la cohorte ont été examinées à la lumière des tendances attendues en fonction des résultats et des estimations antérieurs. Parmi les caractéristiques étudiées, il y avait l’âge (moyen et médian), le sexe, le niveau de scolarité (diplôme d’études secondaires non obtenu), l’état matrimonial, l’emploi et les quintiles de revenu corrigés après impôts. En ce qui concerne le niveau de scolarité et l’état matrimonial, des estimations ont été obtenues pour les personnes âgées de 25 ans et plus. Pour ce qui est de la situation d’emploi, des estimations ont été calculées pour les personnes âgées de 25 à 54 ans.

5.2 Taux de couplage en fonction de différentes caractéristiques socioéconomiques et démographiques

Le taux de couplage a été défini comme la proportion des enregistrements couplés par rapport à l’ensemble des enregistrements de la BCDM dans le champ de l’enquête. À des fins de validation interne, les taux de couplage ont été calculés en fonction de plusieurs caractéristiques socioéconomiques et démographiques accessibles dans la BCDM. Ces caractéristiques comprenaient le groupe d’âge, l’année du décès, le sexe, le lieu du décès, le quintile de revenu du quartier et la cause du décès. Dans le cadre d’une analyse secondaire, les proportions de décès ont été étudiées en fonction de l’état de couplage (couplé ou non), des caractéristiques socioéconomiques et démographiques ainsi que de la cause du décès pour tous les enregistrements dans le champ de l’enquête.

5.3 Taux de mortalité en fonction de différentes caractéristiques socioéconomiques et démographiques

Les taux de mortalité de la cohorte ont été examinés en fonction de différentes caractéristiques socioéconomiques et démographiques afin d’évaluer si des tendances pouvaient être décelées là où elles étaient attendues au vu de la littérature déjà publiée. La période à l’étude dans le cadre de la présente analyse allait du 16 mai 2006 (jour du recensement) au 31 décembre 2011 (fin de la période à l’étude), soit 5,6 ans.

Les taux de mortalité normalisés selon l’âge (TMNA) pondérés et leurs intervalles de confiance à 95 % ont été estimés en utilisant PROC RATIO (Gregg et coll., 2014; Reis, 2007; Schenker et coll., 2011) dans la version exécutable en SAS de SUDAAN (version 11.0.1). En bref, les TMNA ont été calculés au moyen de taux de mortalité en fonction de l’âge et du sexe pour des groupes d’âge de 5 ans (selon l’âge de référence) (Tjepkema et coll., 2009; Wilkins, Tjepkema et coll., 2008), la population de référence pour la normalisation selon l’âge étant la population autochtone totale de 2006. La population autochtone a été utilisée comme population de référence parce que la normalisation selon l’âge de la population totale donnerait une influence injustifiée aux âges plus avancés (Wilkins, Tjepkema et coll., 2008). Dans le cadre de cette procédure, le plan d’échantillonnage précisait « avec remise » pour l’échantillon, la stratification selon la forme détaillée et la forme abrégée ainsi que les variables d’identification du ménage pour l’énoncé NEST.

Le numérateur pour les estimations des TMNA était le nombre de membres de la cohorte qui sont décédés de n’importe quelle cause au cours de la période de suivi, et le dénominateur était le nombre total de personnes-années à risque. Pour chaque membre de la cohorte, les personnes-années de la période de suivi ont été calculées comme suit : le nombre de jours depuis le début de la période d’étude jusqu’à la date de décès ou la fin de l’étude, divisé par 365,25. La variance a été calculée au moyen de la linéarisation en série de Taylor. Les estimations et variances non pondérées ont aussi été calculées, afin de les comparer à celles produites au moyen des méthodes décrites précédemment (Carriere et Roos, 1997) et utilisées par Tjepkema et coll. (2009).

Tout au long de l’article, des estimations pondérées sont présentées, puisqu’elles tiennent compte de la stratégie d’échantillonnage et de la variation des poids pour les personnes se trouvant au Nunavut, dans les Territoires du Nord-Ouest (à l’exclusion de Yellowknife), au Yukon (à l’exclusion de Whitehorse) et dans d’autres réserves et établissements indiens, ainsi que dans d’autres régions géographiques. Les estimations prennent la forme du nombre de décès par 100 000 personnes-années à risque.

Les TMNA ont été comparés en fonction des caractéristiques sociodémographiques suivantes : état matrimonial, statut d’immigrant, plus haut niveau de scolarité, situation d’emploi, quintiles de revenu, identité autochtone et appartenance à une minorité visible. Les quintiles de revenu ont été obtenus au moyen du revenu après impôts corrigé en fonction de la taille du ménage. Les rapports de taux (RT) ont été calculés comme le ratio du TMNA d’un sous-groupe particulier sur le TMNA du groupe de référence.

6 Validation externe

6.1 Comparaison des proportions de survie et des taux de mortalité de la cohorte à des sources externes

Les proportions de survie ont été calculées pour la cohorte, avant d’être comparées à celles figurant dans les tables de mortalité officielles de Statistique Canada. Pour chaque année d’âge (depuis le jour du recensement) de la cohorte, la proportion de la cohorte initiale ayant survécu au cours de la période de suivi a été calculée comme le nombre pondéré de personnes décédées au cours de la période de suivi de 5,6 ans sur le nombre total pondéré de personnes ayant le même âge.

Les hypothèses suivantes ont été formulées : (1) on a supposé que les membres de la cohorte qui n’étaient pas couplés à un enregistrement de mortalité étaient vivants pendant toute la durée de la période de suivi; (2) il n’y avait pas d’immigration ni d’émigration, ou l’effet net de l’immigration ou de l’émigration était relativement peu significatif. Dans le cadre de cette analyse, les personnes de plus de 95 ans ont été exclues en raison du petit nombre de décès dans ce groupe d’âge, qui est en principe attribuable à la petite taille de cette sous-population.

Les proportions de survie de la cohorte ont été comparées à la proportion de la population totale qui devrait survivre à la période de 5,6 ans, par année d’âge, au moyen des tables de mortalité officielles de Statistique Canada pour 2006 à 2011 (moyenne du nombre de survivants par âge tirée des tables de mortalité de 2006 à 2008, de 2007 à 2009, de 2008 à 2010 et de 2009 à 2011) (Statistique Canada, 2016). Le pourcentage de personnes qui ont survécu à la période de 5,6 ans a été calculé pour chaque année d’âge au moyen de la formule $ag{e}_{x+5.6}^{}/ag{e}_x$ . Les courbes de survie de la cohorte et des tables de mortalité ont été comparées de manière distincte pour chaque sexe.

Dans le cadre d’une analyse distincte, les taux de mortalité toutes causes confondues chez les enfants et les adolescents (de 1 à 19 ans) de la cohorte à l’intérieur et à l’extérieur de l’Inuit Nunangat ont été comparés aux estimations publiées précédemment pour la période de 2004 à 2008 par Oliver, Peters et Kohen (2012).

7 Résultats

7.1 Résultats du couplage

Le taux de couplage global, calculé comme le nombre d’enregistrements de la BCDM dans le champ de l’enquête qui ont été couplés avec succès à un enregistrement du recensement, était de 89 % (tableau 1). Ainsi, des 1,4 million décès de la BCDM qui ont été produits entre 2006 et 2011, 1,2 million ont été couplés à un enregistrement du recensement. Les taux de couplage variaient en fonction du cycle. Les quatre premiers cycles, qui affichaient le degré de rigueur le plus élevé, représentaient environ 60 % de tous les appariements (tableau 1).

7.2 Revue par le commis

Environ 3 600 couplages ont fait l’objet d’une revue par le commis. Presque toutes les paires (98 % des paires pondérées) ont été classées parmi les « bons couplages », tandis que moins de 400 paires ont été classées parmi les « mauvais couplages ». Les désaccords entre réviseurs, qui se produisent dans le cas de moins de 2 % des appariements (1,7 % des paires pondérées), ont été résolus par un troisième réviseur. Finalement, 0,7 % de tous les couplages (pondérés) ont été considérés comme de « mauvais couplages ». Cependant, ce pourcentage variait selon le cycle; au cours des quatre premiers cycles, il n’y avait aucun faux positif, tandis que deux cycles, soit les cycles 11 et 16, présentaient respectivement des taux de faux positifs de 14 % et de 13 %. Tout de même, le cycle 11 n’a fourni que 1 % des appariements, et le cycle 16, seulement 0,1 %. C’est pourquoi les couplages obtenus au cours de ces cycles ont été conservés dans le fichier d’analyse final au même titre que ceux obtenus au cours des autres cycles.

8 Caractéristiques de la cohorte

8.1 Caractéristiques selon l’identité autochtone et l’appartenance à une minorité visible

La cohorte comptait au total 6,5 millions de personnes. Dans le questionnaire détaillé du recensement, les personnes se sont identifiées comme suit : 386 200 comme Premières Nations, 90 400 comme Métis, 42 400 comme Inuits et 979 200 comme membres d’une minorité visible (les chiffres ont tous été arrondis à la centaine près). Les âges médians étaient de 24 ans pour les Premières Nations, de 29 ans pour les Métis, de 21 ans pour les Inuits, de 33 ans pour les membres d’une minorité visible et de 39 ans pour les non-Autochtones (tableau 2).

Tous les groupes comportaient une répartition presque égale d’hommes et de femmes. Cependant, tandis que 20 % des non-Autochtones ont déclaré ne pas avoir de diplôme d’études secondaires, c’était le cas de 41 % des Premières Nations, de 29 % des Métis et de 53 % des Inuits. Les adultes inuits et des Premières Nations âgés de 25 ans et plus étaient moins susceptibles d’être mariés que les non-Autochtones et les Métis. Cette tendance était également visible en ce qui concerne le pourcentage de personnes âgées de 25 à 54 ans en emploi; les adultes inuits et des Premières Nations étaient moins susceptibles d’occuper un emploi que les adultes non autochtones et métis. Les Premières Nations, les Métis et les Inuits étaient plus susceptibles d’appartenir au quintile de revenu du ménage le plus bas que les non-Autochtones (tableau 2).

8.2 Décès et personnes-années à risque

Au cours de la période de suivi de 5,6 ans allant du jour du recensement à la fin de la période à l’étude, les décès pondérés se sont chiffrés à 17 130 chez les Premières Nations, à 7 940 chez les Métis, à 1 295 chez les Inuits et à 60 315 chez les membres de minorités visibles. En comparaison, on a enregistré 975 160 décès de personnes non autochtones (tableau 2). Ces groupes ont représenté respectivement 3,9, 2,2, 0,3, 28,4 et 166,5 millions de personnes-années à risque (données non montrées).

9 Validation

9.1 Validité interne

En vue d’évaluer la validité interne et de déceler des preuves de biais, des caractéristiques socioéconomiques et démographiques ont été utilisées pour comparer les taux de couplage, les proportions de décès selon l’état du couplage et les taux de mortalité.

Les taux de couplage ont été comparés d’une année de décès à l’autre afin d’évaluer s’ils variaient au fil du temps. Le taux de couplage le plus faible (87 %) a été observé en 2006 (tableau 3). De 2007 à 2011, les taux de couplage ont ensuite diminué légèrement entre 2007 et 2011, passant de 89 % à 88 %. Cependant, il est à noter que les taux de couplage n’ont pas connu de baisse importante après 2007, même au cours des années les plus récentes.

Parmi les différents groupes d’âge, les personnes de 25 à 44 ans affichaient le taux de couplage le plus faible, tandis que les personnes de 65 à 84 ans affichaient le taux le plus élevé (tableau 3). Cela pourrait s’expliquer par un sous-dénombrement au recensement puisque les taux de couplage étaient inférieurs parmi les groupes d’âge affichant un taux de couverture inférieur (tableau 4). Les taux de couplage selon le sexe étaient comparables, s’établissant à 88 % chez les hommes et à 89 % chez les femmes. Les taux de couplage augmentaient légèrement à mesure que les quintiles de revenu augmentaient, allant de 87 % à 90 %. Les personnes mariées affichaient le taux de couplage le plus élevé (93 %), tandis que les personnes célibataires (jamais mariées) affichaient le taux le plus faible (82 %). Le taux de couplage des hommes célibataires (79 %) était moins élevé que celui des femmes célibataires (86 %). On observait également cette tendance chez les adultes divorcés (80 % des hommes et 87 % des femmes) (données non montrées). Les taux de couplage ne différaient pas de manière marquée dans le cas des autres catégories d’état matrimonial. Lorsque les taux de couplage étaient comparés par province et territoire, ils étaient les plus faibles dans les Territoires du Nord-Ouest et au Yukon (82 % contre 86 % à 91 % dans les autres secteurs de compétence).

Les taux de couplage étaient plutôt semblables (de 87 % à 91 %) pour l’ensemble des causes de décès générales (maladies transmissibles, affections maternelles, périnatales et nutritionnelles, et maladies non transmissibles), à l’exception des blessures non intentionnelles et intentionnelles (82 % et 78 % respectivement). Cette tendance était particulièrement marquée en ce qui concerne les décès des personnes de 20 à 35 ans.

En comparant les proportions de décès aux enregistrements de mortalité dans le champ de l’enquête en fonction de l’état de couplage, on a constaté que les personnes des groupes plus jeunes (de 15 à 44 ans) étaient de deux à trois fois plus représentées parmi les personnes qui n’étaient pas couplées que parmi les personnes qui l’étaient (tableau 5). On n’observait pas de différence marquée selon le sexe, la province du décès ou le quintile de revenu du quartier.

Certaines causes de décès étaient représentées de différentes manières dans les groupes d’enregistrements couplés et non couplés, tandis que d’autres ne l’étaient pas (données non montrées). Parmi les premières causes, il y avait les tumeurs malignes et les cancers (plus nombreux parmi les groupes d’enregistrements couplés), ainsi que les blessures intentionnelles et non intentionnelles (moins nombreuses parmi les groupes d’enregistrements couplés).

9.2 Profils du taux de mortalité

Les TMNA toutes causes confondues ont été comparés en fonction de différentes caractéristiques socioéconomiques et démographiques, y compris le sexe, l’état matrimonial, le statut d’immigrant, le niveau de scolarité, la situation d’activité et les quintiles de revenu.

Parmi les adultes des deux sexes âgés de 25 ans et plus, les personnes divorcées, séparées ou jamais mariées affichaient un risque de décès supérieur d’environ 38 % à 54 % (RT = 1,38 à 1,54) à celui des personnes mariées (tableau 6). Le taux de mortalité des adultes veufs était environ deux fois supérieur à celui des adultes mariés. Le taux de mortalité des non-immigrants était environ 40 % plus élevé que celui des immigrants des deux sexes (RT = 1,46 pour les femmes et 1,43 pour les hommes). En outre, à mesure que le niveau de scolarité augmentait, le taux de mortalité diminuait chez les deux sexes : les personnes sans diplôme d’études secondaires étaient près de deux fois plus susceptibles de décéder que les personnes ayant un baccalauréat. Le risque de décès des chômeurs âgés de 25 à 54 ans était environ deux fois supérieur à celui des personnes en emploi; cependant, le risque de décès des personnes inactives était trois fois supérieur à celui des personnes en emploi. Le risque ne semblait pas être le même pour les hommes que pour les femmes, étant près de quatre fois plus élevé chez les hommes inactifs, et environ trois fois plus élevé chez les femmes inactives (RT = 3,88 pour les hommes et 2,80 pour les femmes). Dans le cas des deux sexes, les taux de mortalité diminuaient à mesure que les quintiles de revenu augmentaient. Le risque de décès des personnes appartenant au quintile le plus élevé (20^e centile supérieur) était deux fois moins élevé que celui des personnes appartenant au quintile le plus bas (20^e centile inférieur).

 

 

 

Le risque de décès chez les Premières Nations, les Métis et les Inuits était supérieur à celui des non-Autochtones au cours de la période de suivi. Cependant, les taux de mortalité les plus élevés ont été observés chez les Premières Nations et les Inuits, qui étaient de 1,82 à 2,35 fois plus susceptibles de décéder que les non-Autochtones (tableau 6). Le risque de décès des membres d’une minorité visible était 40 % inférieur à celui des autres groupes (à l’exclusion des Autochtones).

9.3 Validité externe

On a comparé la proportion de membres de la cohorte ayant survécu à la période de suivi de 5,6 ans à la proportion de personnes ayant survécu 5,6 ans selon les tables de mortalité officielles publiées par Statistique Canada pour la période de 2006 à 2011. Les courbes des populations totales d’hommes et de femmes en 2006 étaient semblables à celles obtenues au moyen des tables de mortalité (données non montrées). Lorsque la cohorte de la population ne vivant pas en établissement dénombrée au moyen du questionnaire détaillé (formulaire 2B ou 2D) était comparée aux données de la table de mortalité, les courbes de survie étaient semblables pour les deux sexes à des âges plus jeunes. Cependant, les courbes de survie de la cohorte se déplaçaient vers la droite à mesure que l’âge augmentait. Cette tendance était particulièrement marquée chez les femmes, ce qui laisse croire à un taux de survie plus élevé en fonction des chiffres de la cohorte qu’en fonction des tables de mortalité (graphique 1).

Tableau de données du graphique 1

Tableau de données du graphique 1
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique 1. Les données sont présentées selon Âge à la date de référence (en années) (titres de rangée) et Hommes (cohorte), Hommes (table de mortalité), Femmes (cohorte) et Femmes (table de mortalité), calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).

Âge à la date de référence (en années)	Hommes (cohorte)	Hommes (table de mortalité)	Femmes (cohorte)	Femmes (table de mortalité)
	pourcentage
0	99,9	99,4	99,9	99,5
1	99,9	99,9	99,9	99,9
2	99,9	99,9	100,0	99,9
3	99,9	99,9	100,0	99,9
4	99,9	99,9	99,9	99,9
5	100,0	99,9	100,0	100,0
6	99,9	99,9	99,9	100,0
7	100,0	99,9	100,0	100,0
8	99,9	99,9	100,0	100,0
9	99,9	99,9	99,9	99,9
10	99,9	99,9	100,0	99,9
11	99,9	99,9	99,9	99,9
12	99,8	99,8	99,9	99,9
13	99,8	99,8	99,9	99,9
14	99,8	99,7	99,9	99,9
15	99,7	99,7	99,9	99,9
16	99,7	99,6	99,9	99,8
17	99,7	99,6	99,8	99,8
18	99,6	99,6	99,8	99,8
19	99,6	99,6	99,9	99,8
20	99,7	99,5	99,8	99,8
21	99,6	99,6	99,9	99,8
22	99,6	99,6	99,8	99,8
23	99,7	99,6	99,9	99,8
24	99,6	99,6	99,8	99,8
25	99,7	99,6	99,9	99,8
26	99,6	99,6	99,8	99,8
27	99,6	99,6	99,8	99,8
28	99,6	99,6	99,8	99,8
29	99,6	99,5	99,8	99,8
30	99,6	99,5	99,8	99,7
31	99,6	99,5	99,7	99,7
32	99,6	99,4	99,8	99,7
33	99,5	99,4	99,8	99,7
34	99,5	99,4	99,7	99,6
35	99,4	99,3	99,7	99,6
36	99,4	99,3	99,7	99,6
37	99,5	99,2	99,7	99,5
38	99,3	99,2	99,6	99,5
39	99,3	99,1	99,6	99,4
40	99,3	99,1	99,5	99,4
41	99,2	99,0	99,4	99,3
42	99,1	98,9	99,3	99,3
43	98,9	98,8	99,3	99,2
44	99,0	98,7	99,3	99,1
45	98,8	98,6	99,1	99,1
46	98,6	98,5	99,1	99,0
47	98,5	98,3	99,0	98,9
48	98,3	98,2	99,0	98,8
49	98,2	98,0	98,7	98,7
50	97,9	97,8	98,6	98,6
51	97,8	97,6	98,6	98,5
52	97,6	97,4	98,5	98,3
53	97,3	97,1	98,2	98,2
54	97,2	96,8	98,3	98,0
55	96,9	96,5	97,8	97,8
56	96,6	96,2	97,7	97,6
57	96,2	95,8	97,6	97,4
58	95,9	95,4	97,4	97,1
59	95,4	94,9	97,0	96,8
60	95,0	94,4	96,7	96,5
61	94,8	93,9	96,5	96,2
62	94,0	93,3	96,0	95,8
63	93,7	92,6	95,6	95,4
64	92,7	91,9	95,3	94,9
65	92,1	91,1	95,0	94,4
66	91,3	90,2	94,4	93,8
67	90,5	89,3	93,8	93,2
68	89,6	88,2	93,2	92,4
69	89,0	87,0	92,9	91,6
70	87,4	85,8	92,1	90,8
71	86,6	84,4	91,4	89,8
72	84,9	82,8	90,5	88,7
73	83,8	81,2	89,6	87,5
74	82,3	79,4	89,0	86,2
75	80,3	77,4	87,8	84,7
76	78,2	75,2	85,9	83,1
77	75,8	72,9	85,1	81,3
78	74,8	70,3	82,7	79,3
79	72,1	67,6	81,7	77,1
80	69,9	64,7	80,0	74,7
81	65,6	61,5	78,3	72,0
82	63,1	58,2	75,6	69,1
83	60,9	54,6	73,4	66,0
84	58,1	50,9	70,6	62,5
85	55,9	47,0	68,7	58,8
86	51,7	42,9	64,2	54,9
87	46,9	38,8	61,0	50,7
88	45,4	34,6	58,5	46,4
89	40,9	30,6	55,4	42,0
90	37,9	26,7	51,2	37,6
91	35,6	23,1	49,6	33,3
92	36,1	19,8	45,3	29,1
93	35,2	16,8	43,6	25,2
94	31,2	14,2	40,9	21,6
95	31,7	11,9	40,6	18,4
Note : Les pourcentages des membres de la cohorte du Recensement de 2006 encore vivants après 5,6 ans sont pondérés. Source : Statistique Canada, couplage des données du Recensement de 2006 et de la Base canadienne de données sur la mortalité, 2006 à 2011.

Les taux de mortalité des enfants et des adolescents à l’intérieur et à l’extérieur de l’Inuit Nunangat ont été comparés, au moyen d’une approche géographique, aux estimations déjà publiées pour la période de 2004 à 2008. Au sein de la cohorte du Recensement de 2006 et de la BCDM, les taux de mortalité des hommes à l’intérieur et à l’extérieur de l’Inuit Nunangat se chiffraient respectivement à 178 et à 29 pour 100 000 personnes-années. Pour ce qui est des femmes, les taux correspondants étaient respectivement de 86 et de 16 pour 100 000 personnes-années. En comparaison, Oliver, Peters et Kohen (2012) ont déclaré des taux de respectivement 245 et 42 pour 100 000 personnes-années chez les hommes à l’intérieur et à l’extérieur de l’Inuit Nunangat. Pour ce qui est des femmes, les taux correspondants étaient de respectivement 29 et 130 pour 100 000 personnes-années.

9.4 Discussion

Un couplage des enregistrements du Recensement de 2006 à ceux de la BCDM au moyen d’un appariement exact déterministe hiérarchique a permis d’obtenir un taux de couplage de 89 %. Cela est comparable à d’autres couplages (Brennan et Lessard, 2013; Houle et coll., 1996; Rotermann et coll., 2015; Wilkins, Tjepkema et coll., 2008), y compris le couplage des enregistrements du Recensement de 2006 à ceux de la Base de données sur les congés des patients (enregistrements d’hospitalisations), qui a permis d’obtenir un taux de couplage de 80 % (Rotermann et coll., 2015). Environ 60 % des appariements ont été obtenus au cours des quatre premiers cycles, qui étaient considérés comme exempts de faux positifs. Dans l’ensemble, on a estimé que le taux pondéré de faux positifs était de moins de 1 % (0,7 %).

Les taux de couplage n’ont pas changé de manière considérable au cours de la période de suivi, n’affichant que des baisses mineures au cours de la dernière année (2011). On s’attendait à ce que les taux de couplage des décès au cours des années les plus récentes soient considérablement inférieurs, ceux-ci se rapportant à des personnes qui étaient plus susceptibles d’avoir changé de nom de famille en raison de changements relatifs à l’état matrimonial ou d’avoir changé de code postal à la suite d’un déménagement. En fait, les taux n’avaient que légèrement diminué au cours de ces années. Cette tendance pourrait s’expliquer par le fait que l’appariement lors des cycles 17 à 20 a permis un couplage avec d’autres noms et codes postaux tirés des données des déclarants. Cela pourrait avoir permis d’éviter que le couplage échoue en raison de changements relatifs aux codes postaux ou aux noms de famille des personnes décédées en 2010 et en 2011. Le taux de couplage a été le plus faible en 2006. Ce taux était de 76 % pour les personnes décédées en mai, mais de 89 % pour celles qui sont décédées en décembre. Cela pourrait s’expliquer par le fait que les personnes qui sont décédées tout juste après le jour du recensement étaient moins susceptibles d’avoir participé au recensement; elles pourraient donc ne pas avoir été dénombrées.

Les caractéristiques de la cohorte allaient de pair avec les attentes. Par exemple, l’âge médian des Premières Nations, des Métis et des Inuits était inférieur à celui de la population non autochtone, et l’âge médian des Métis était supérieur à celui des Premières Nations et des Inuits. Ces conclusions vont de pair avec les âges médians déjà publiés dans le cadre du Recensement de 2006 (Statistique Canada, 2009). Les adultes inuits, métis et des Premières Nations étaient moins susceptibles d’avoir un diplôme d’études secondaires que les adultes non autochtones. Plus de la moitié des Inuits âgés de 25 ans et plus ont déclaré avoir ce niveau de scolarité. Ces conclusions sont semblables aux résultats antérieurs tirés du Recensement de 2006 (Statistique Canada, 2008). Comme on s’y attendait, des proportions supérieures de Premières Nations, de Métis et d’Inuits appartenaient au quintile de revenu du ménage le plus faible par rapport aux non-Autochtones. Les Premières Nations et les Inuits étaient également moins susceptibles que les Métis et les non-Autochtones d’occuper un emploi, ce qui va de pair avec les conclusions d’études antérieures.

Selon des évaluations de la validité interne, les taux de couplage étaient inférieurs pour les personnes âgées de 25 à 44 ans. Cela pourrait être attribuable à (1) un sous-dénombrement supérieur des personnes appartenant aux groupes d’âge plus jeunes dans le cadre du recensement; (2) une mobilité accrue de ce groupe d’âge. On observait également cette tendance en comparant la proportion de décès en fonction de l’état de couplage parmi les enregistrements de mortalité dans le champ de l’enquête. Les taux de mortalité de certaines sous-populations d’intérêt, comme les Premières Nations, les Métis, les Inuits et les minorités visibles, peuvent être sous-estimés étant donné leur structure démographique plus jeune.

Les taux de couplage étaient aussi légèrement inférieurs chez les personnes appartenant aux quintiles de revenu plus faibles, les personnes célibataires et les hommes. Parmi les provinces et les territoires, les décès au Nunavut, dans les Territoires du Nord-Ouest et au Yukon étaient les moins susceptibles d’être appariés. Cela peut être attribuable aux taux de sous-dénombrement supérieurs dans ces territoires, qui pourraient être associés à une proportion plus élevée de jeunes adultes, qui sont censés être plus mobiles, dans ces secteurs de compétence. Ces conclusions laissent entendre que certaines sous-populations et certains groupes d’âge peuvent être sous-représentés au sein de la cohorte.

Les taux de mortalité ont été comparés en fonction de plusieurs caractéristiques socioéconomiques et démographiques, et ont fourni des tendances qui vont de pair avec la littérature déjà publiée. Les taux de mortalité étaient significativement plus élevés chez les personnes divorcées, séparées et célibataires par rapport aux personnes mariées. Cette tendance va de pair avec les conclusions d’études antérieures (Gove, 1973; Sbarra, Hasselmo et Nojopranoto, 2012; Sbarra, 2015). Le risque de décès des immigrants était inférieur à celui des non-immigrants. Cette conclusion est semblable aux résultats d’autres études, et peut être attribuable à « l’effet de l’immigrant en santé » (Kennedy, McDonald et Biddle, 2006; Ng, 2011; Vang et coll., 2015). Le niveau de scolarité, qui est associé aux taux de mortalité (Tjepkema, Wilkins et Long, 2012; Wilkins, Tjepkema et coll., 2008), affichait des tendances semblables au sein de la cohorte : les taux de mortalité diminuaient à mesure que les niveaux de scolarité augmentaient. Les chômeurs et les personnes inactives au moment de l’enquête étaient plus susceptibles de mourir que les personnes en emploi. La situation d’activité a précédemment été associée à des taux de mortalité supérieurs (Kim et coll., 2015; ministère de la Santé et Université d’Otago, 2006; Tjepkema et coll., 2010). Au sein de la cohorte, les personnes appartenant aux quintiles de revenu du ménage les plus élevés étaient moins susceptibles de décéder que les personnes appartenant au quintile de revenu le plus faible ou le plus pauvre. Des études antérieures l’ont également illustré (Tjepkema, Wilkins et Long, 2013; Wilkins, Tjepkema et coll., 2008). Le taux de mortalité des Premières Nations, des Métis et des Inuits était supérieur à celui des non-Autochtones. Le risque de décès des Inuits, tout particulièrement, était 2,4 fois supérieur à celui des non-Autochtones. Des disparités semblables ont été observées précédemment (Peters, 2013; Tjepkema et coll., 2009; Wilkins, Uppal et coll., 2008). Les membres des groupes de minorités visibles affichaient un risque de décès inférieur à celui de la population générale, ce qui va de pair avec d’autres tendances mentionnées précédemment (Wilkins, Tjepkema et coll., 2008).

Dans le cadre d’évaluations externes de la validité, les taux de mortalité de la cohorte ont été comparés à ceux d’autres études et sources de données. Par rapport aux tables de mortalité, les courbes de survie étaient semblables pour les personnes plus jeunes. Cependant, elles se sont déplacées vers la droite pour les âges plus avancés, surtout chez les femmes. Cette tendance était prévisible parce que la cohorte excluait les personnes vivant en établissement, y compris les personnes résidant dans des établissements de soins infirmiers, des foyers pour personnes âgées, des établissements pour personnes souffrant de maladies chroniques et des établissements de soins de longue durée, qui affichent des taux de mortalité supérieurs. Des résultats semblables ont été obtenus au moyen d’une cohorte du Recensement de 1991 (Wilkins, Tjepkema et coll., 2008). Parmi les personnes de 65 ans et plus de la cohorte du recensement dénombrées au moyen du questionnaire détaillé, y compris les personnes vivant en établissement, les femmes étaient plus susceptibles que les hommes de résider dans « d’autres hôpitaux et établissements connexes », « des établissements de soins spéciaux (établissements de soins infirmiers, foyers pour personnes âgées, établissements pour personnes souffrant de maladies chroniques, établissements de soins de longue durée et établissements connexes) » et « des établissements religieux » (données non montrées). Les femmes étaient deux fois plus susceptibles que les hommes de résider dans des établissements de soins spéciaux (6,9 % des femmes par rapport à 3,4 % des hommes).

Les taux de mortalité des enfants et des adolescents ont été comparés aux estimations antérieures en fonction d’une approche géographique pour la période de 2004 à 2008. Les estimations de la cohorte étaient inférieures aux estimations publiées. Cela pourrait s’expliquer par le fait que les personnes vivant en établissement ont été exclues de la cohorte actuelle. En outre, des différences sur le plan de la méthodologie, y compris relativement aux sources de données et aux méthodes de calcul du dénominateur personnes-années, pourraient expliquer certaines divergences en ce qui concerne les estimations. Par exemple, dans le cadre de l’étude précédente, les personnes-années à risque ont été calculées en regroupant les cinq années entourant l’année de recensement 2006 (Oliver, Peters et Kohen, 2012).

Dans l’ensemble, tandis que les évaluations de la validité laissent entendre que les taux de mortalité de certaines sous-populations et de certains groupes d’âge peuvent être sous-estimés, les taux de mortalité vont généralement de pair avec ceux des autres études.

9.5 Forces et limites

La présente étude pallie à certaines limites des couplages antérieurs en (1) éliminant le besoin de faire un couplage de rapprochement en utilisant les noms en format électronique dans le recensement; (2) incluant tous les groupes d’âge et toutes les sous-populations du Recensement de 2006 comportant des identificateurs, comme les Premières Nations, les Métis, les Inuits et les minorités visibles. Il s’agissait du premier couplage du Recensement de 2006 à la BCDM. En outre, la population plus jeune était incluse pour la première fois. Cet aspect s’avère particulièrement important en raison de la structure démographique plus jeune et des taux de mortalité plus élevés des Premières Nations, des Métis et des Inuits. La disponibilité et l’utilisation des poids de recensement permettront de produire des estimations généralisables pour l’ensemble de la population ne vivant pas en établissement et pour certaines sous-populations. En raison de la disponibilité de nombreuses caractéristiques socioéconomiques et démographiques dans le cadre du recensement, les analystes pourront examiner le rôle que pourraient jouer ces caractéristiques en ce qui concerne les disparités sur le plan du taux de mortalité des groupes autochtones et des groupes de minorités visibles par rapport à la population non autochtone.

Environ 10 % des décès n’étaient pas couplés à des enregistrements du recensement. Plusieurs raisons pourraient expliquer cela, y compris les erreurs de couplage, le sous-dénombrement au recensement ainsi que le décès des personnes qui ont immigré après le jour du recensement. En raison du sous-dénombrement, les personnes suivantes étaient moins susceptibles d’avoir été couplées à des enregistrements de mortalité : les personnes âgées de 18 à 34 ans qui sont célibataires ou séparées, et dont la langue maternelle n’était ni l’anglais ni le français (Statistique Canada, 2010b), parmi les caractéristiques du recensement. On ne sait pas dans quelle mesure le non-couplage était attribuable à la sous-représentation de certains groupes au sein du recensement, ni dans quelle mesure il était attribuable à une erreur de couplage. Certains non-couplages pourraient être attribués à l’immigration et à l’émigration. Ces facteurs n’avaient pas été pris en considération l’ajustement des taux de couplage et de l’estimation des taux de mortalité. L’exclusion des personnes vivant en établissement pourrait avoir mené à une sous-estimation des taux de mortalité globaux, surtout chez les groupes plus âgés.

De nombreuses caractéristiques socioéconomiques et démographiques ont été mesurées au moment de référence (jour du recensement), et peuvent avoir évolué au fil du temps.

10 Conclusion

Le couplage des données du Recensement de 2006 à celles de la BCDM donne plusieurs occasions d’examiner et de mettre à jour les taux de mortalité, ainsi que les tendances et les profils au sein de l’ensemble de la population canadienne et d’importantes sous-populations. Ces études pourraient examiner les disparités entre ces populations et la population générale, ce qui servira à guider l’élaboration des politiques et la réalisation d’autres études.

À l’avenir, les données couplées du Recensement de 2006 et de la BCDM décrites dans le présent document seront remplacées par la Cohorte santé et environnement du recensement canadien de 2006 (CSERCan) mise à jour, qui fera partie d’une série d’ensembles de données couplés au recensement établis au moyen d’une méthodologie semblable. Regroupés, ces ensembles de données, qui seront mis à jour périodiquement, permettront de mesurer de manière continue les disparités en matière de mortalité et d’analyser les tendances au fil du temps. Les ensembles de données de la CSERCan seront disponibles dans les centres de données de recherche de Statistique Canada.

Références

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