L'écart entre les taux de blessure chez les Autochtones et la population générale de la Colombie-Britannique diminue-t-il?

par M. Anne George, Andrew Jin, Mariana Brussoni et Christopher E. Lalonde

Des taux de morbidité et de mortalité par blessure plus élevés chez les Autochtones qu’au sein de la population générale ont été signalés en AustralieNote 1,Note 2, en Nouvelle-ZélandeNote 3 et aux États-UnisNote 4. De même, des études canadiennes révèlent des écarts à l’échelle nationaleNote 5-7 ainsi qu’à l’échelle régionale, y compris en OntarioNote 8 et en Colombie-BritanniqueNote 9-12, et chez les enfants à Terre-Neuve-et-LabradorNote 13 et en AlbertaNote 14.

Des différences entre les Autochtones et les non-Autochtones ont également été signalées en ce qui concerne le type et l’issue des blessures. En Colombie-Britannique, les taux d’années potentielles de vie perdues chez les Indiens inscrits (personnes inscrites aux termes de la Loi sur les Indiens du Canada) étaient deux à trois fois plus élevés que chez les autres habitants de la province pour le suicide, l’homicide et le décès à la suite d’un accident de véhicule automobileNote 15. En Alberta, on a constaté que la prévalence de plusieurs traumatismes était plus élevée chez les Autochtones (tous les peuples indigènes confondus : Premières Nations, Métis et Inuit) que chez les non-AutochtonesNote 16. Un examen des accidents de véhicules automobiles a révélé que le taux de collisions était deux fois plus élevé chez les Autochtones que pour l’ensemble de la population canadienneNote 17. Comme chez les populations non indigènesNote 18, le sexe masculin était associé à des taux plus élevés de morbidité et de mortalité au sein des collectivités autochtonesNote 7,Note 13,Note 19,.

Cependant, une diminution des taux de mortalité par blessure a été constatée pour la population du Canada dans son ensemble au cours de la période allant de 2001 à 2007Note 19, et pour les Premières Nations, de 1979 à 1993Note 20. Chez les Autochtones de la Colombie-Britannique, les taux de mortalité par accident de véhicule automobile ont baissé régulièrement entre 1993 et 2006Note 12.

Des études réalisées antérieurement au Canada ont fourni des mesures de la prévalence des hospitalisationsNote 5,Note 8,Note 13,Note 21 et des décèsNote 13 à la suite de blessures chez les habitants des réserves indiennesNote 8,Note 13 et des régions où un pourcentage élevé de la population s’était identifié comme étant Autochtone au recensementNote 5,Note 21. Ces résultats sont difficiles à généraliser, parce que les habitants des régions cibles ne sont pas tous autochtones et que l’expérience des Autochtones à l’extérieur des régions cibles est exclue. Une étude en vue de mesurer les années potentielles de vie perdues à cause de diverses catégories de blessures a pu éviter cet écueil grâce au couplage des enregistrements du recensement avec les enregistrements des registres provinciaux des décès pour une cohorte qui s’était identifiée comme étant autochtone au Recensement de 1991Note 22.

La plupart des études comprenant des comparaisons normalisées selon l’âge et le sexe entre la population autochtone et la population totale du Canada ou d’une provinceNote 5,Note 13-17,Note 19-21 ne permettent pas de savoir dans quelle mesure l’écart entre les taux de blessure était attribuable à une proportion plus élevée d’Autochtones résidant dans les régions du Nord, les régions rurales ou les régions éloignées. En fait, une comparaison des taux d’hospitalisation pour blessure entre les habitants des réserves indiennes et les habitants (principalement non autochtones) d’autres petites collectivités du nord de l’Ontario a révélé des écarts plus faibles que ne l’ont fait d’autres travaux de rechercheNote 8.

Outre les travaux menés auparavant par les auteurs de la présente analyseNote 9-11, une étude antérieure du décès prématuré chez les Indiens inscrits de la Colombie-BritanniqueNote 15 s’est appuyée sur le programme d’assurance-maladie universel de la provinceNote 23 comme registre de la population, et comportait l’identification des Autochtones (au sein de la population et parmi les décès) par couplage d’enregistrements exécuté en se basant sur la combinaison du groupe de prime d’assurance, du statut d’Indien, et des mentions dans les enregistrements de naissance et de décès. Cette méthode a été appliquée pour l’analyse courante, en y apportant deux améliorations. Premièrement, l’accent est mis sur les hospitalisations, qui représentent une plus vaste gamme de blessures que les décès. Deuxièmement, les taux d’hospitalisation pour blessure chez la population autochtone et la population totale de la Colombie-Britannique sont normalisés non seulement selon l’âge et le sexe, mais aussi selon la région de la province, et de ce fait tiennent compte des effets de la résidence dans le Nord et du degré d’urbanisation.

La présente mise à jour des différences de taux d’hospitalisation pour blessure entre la population autochtone et la population totale de la Colombie-Britannique selon le sexe et selon le type et la cause de la blessure s’étend sur une plus longue période que les études antérieures.

Méthodes

Le Behavioural Research Ethics Board de l’Université de la Colombie-Britannique a examiné et approuvé les méthodes utilisées dans la présente analyse. Le gestionnaire des données représentant le ministère de Services de santé de la Colombie-Britannique a approuvé la demande d’accès aux données. Les bases de données existantes, couplées en permanence en utilisant le numéro d’assurance-maladie personnel de la Colombie-Britannique, tenues à jour par Population Data BC (https://www.popdata.bc.ca/data), ont été utilisées pour la présente étude. Population Data BC a anonymisé les enregistrements des clients avant l’analyse.

Des extraits d’un jour des fichiers consolidés d’inscription et de facturation des primes du programme provincial d’assurance-maladie — le Medical Services Plan (MSP) de la Colombie-Britannique — ont été obtenus aux points médians des exercices 1985-1986 à 2010-2011Note 24. Le MSP est le meilleur registre disponible de la population de la province. Par exemple, selon le MSP, pour l’exercice 2006-2007, la population de la province se chiffrait à 4 266 070, soit 103,7 % du chiffre (4 113 487) enregistré au Recensement du Canada de 2006. Le léger excès pourrait être attribuable aux personnes qui étaient décédées ou ne résidaient plus dans la province, mais qui n’avaient pas encore été supprimées du registre de l’assurance.

On a considéré comme étant « autochtones » les personnes possédant l’une des caractéristiques suivantes :

  • membre du groupe 21 de primes du MSP (primes d’assurance payées par le programme Santé des Premières Nations et des Inuits de Santé Canada, en raison du statut d’Indien);
  • un parent, ou les deux, possédant le statut d’Indien ou habitant dans une réserve indienne, selon l’enregistrement de naissance couplé de la Statistique de l’état civil;
  • statut d’Indien ou habitant d’une réserve, selon l’enregistrement de décès couplé de la Statistique de l’état civil.

En fonction de ces critères, durant l’exercice 2006-2007, 148 458 habitants de la Colombie-Britannique étaient « autochtones », ce qui représente 75,8 % du nombre (196 070) qui se sont identifiés comme étant « un Autochtone, c’est-à-dire Indien de l’Amérique du Nord, Métis ou Inuit (Eskimo) » au Recensement de 2006. La définition d’« autochtone » dans la présente analyse est fondée en grande partie sur l’appartenance au groupe 21 de primes du MSP, auquel ne sont admissibles que les personnes possédant le statut d’Indien légalement reconnu, comme il est défini par la Loi sur les Indiens du Canada, et comprend donc principalement les Indiens inscrits. Cette définition a été utilisée pour le numérateur (hospitalisations) et le dénominateur (population).

Statistique Canada définit la « population autochtone » un peu différemment. D’après  l’Enquête nationale auprès des ménages de 2011, la population autochtone s’entend des personnes s’identifiant comme Première Nation, Métis ou Inuit et (ou) qui déclarent être un Indien inscrit ou des traités (c.-à-d. inscrit en vertu de la Loi sur les Indiens du Canada) et (ou) qui déclarent être membre d’une Première Nation ou bande indienne.

Les chiffres de population ont été calculés par année, sexe, tranche d’âge de cinq ans, statut d’Autochtone et Health Service Delivery Area (HSDA) (dont le nombre est de 16 en Colombie-Britannique).

Les nombres d’hospitalisations sont fondés sur les enregistrements sommaires de congé correspondant aux sorties de l’hôpital qui ont eu lieu en Colombie-Britannique du 1er janvier 1986 au 31 mars 2010Note 25. Une hospitalisation a été considérée comme étant « due à une blessure » si le niveau de soins était de type « courte durée » ou « réadaptation », et que le diagnostic principal dans le dossier de congé correspondait à un code de la Classification internationale des maladies 9e révision (CIM-9) compris dans la tranche de 800 à 999, ou à un code de la CIM-10 compris dans la tranche de S00 à T98. Les hospitalisations pour blessure ont été classées selon le type (traumatisme, empoisonnement, brûlure ou autre) en se basant sur les codes de diagnostic principal. À partir du 1er avril 1991, les hospitalisations sont également classées selon l’intention et la cause externe, en se basant sur la première occurrence d’un code complémentaire de diagnostic de blessure (code E800 à E999 de la CIM-9, ou code V01 à Y98 de la CIM-10) (tableau A en annexe).

Les hospitalisations pour blessure ont été totalisées par type de blessure, catégorie d’intention et de cause externe de la blessure, année civile de la sortie de l’hôpital, sexe, tranche d’âge de cinq ans, statut d’Autochtone et HSDA de résidence. Le taux brut d’hospitalisation pour blessure a été calculé comme étant le nombre de sorties de l’hôpital divisé par le nombre d’années-personnes d’observation (la somme des chiffres annuels de population multipliée par la fraction de chaque année incluse dans la période d’observation). Le taux brut a été considéré comme étant une proportion binomiale; les erreurs-types et les intervalles de confiance à 95 % ont été estimés en conséquence. Le risque relatif standardisé (RRS) d’hospitalisation a été calculé par rapport au risque chez la population totale combinée de la Colombie-Britannique durant la période d’observation spécifiée (95 071 843 de 1986 à 2010, ou 78 256 306 de 1991 à 2010), en appliquant la méthode de normalisation indirecteNote 26 sur le sexe, la tranche d’âge de cinq ans et la HSDA.

La variation cumulée du RRS au cours du temps a été évaluée comme étant la variation relative entre la première et la dernière année de la période d’observation, soit ( RR S 2 /RR S 1 )  1 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaWaaeWaaeaaqa aaaaaaaaWdbiaadofacaWGsbGaamOua8aadaWgaaWcbaWdbiaaikda a8aabeaak8qacaGGVaGaam4uaiaadkfacaWGsbWdamaaBaaaleaape GaaGymaaWdaeqaaaGccaGLOaGaayzkaaWdbiaabccacqGHsislcaqG GaGaaGymaaaa@42AC@ . Pour faciliter les comparaisons, la variation relative sur une période de plusieurs années a été convertie en une variation annualisée :

( RR S 2 RRS 1 ) 1/( t 2 t 1 ) 1 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaWaaeWaaeaada WcaaqaaiaadofacaWGsbGaamOuamaaBaaaleaacaaIYaaabeaaaOqa aiaadofacaWGsbGaamOuamaaBeaaleaacaaIXaaabeaaaaaakiaawI cacaGLPaaadaahaaWcbeqaaiaaigdacaGGVaGaaiikaiaadshadaWg aaadbaGaaGOmaaqabaWccqGHsislcaWG0bWaaSbaaWqaaiaaigdaae qaaSGaaiykaaaakiabgkHiTiaaigdaaaa@47EB@

La tendance du RRS a été évaluée par analyse des séries temporelles, en utilisant la procédure Forecasting de IBM SPSS Statistics 19Note 27. La procédure détermine automatiquement le modèle autorégressif à moyenne mobile intégrée (ARIMA) ou le modèle de lissage exponentiel le mieux ajusté pour la série de variables dépendantes et produit des prévisions avec intervalle de confiance (IC). Le RRS a été prévu pour 2014; la variation de la prévision a été calculée par rapport au RRS de 2010.

Résultats

Les taux bruts et les RRS d’hospitalisation pour blessure, de 1986 à 2010, normalisés par tranche d’âge de cinq ans, sexe, et HSDA, sont présentés pour la population autochtone au tableau 1 et pour la population totale de la Colombie-Britannique au tableau 2. La population de référence est la population totale combinée de la Colombie-Britannique durant la période complète (1986 à 2010). Donc, pour la population totale de la Colombie-Britannique, le RRS durant une année particulière peut être supérieur ou inférieur à 1, mais la moyenne des RRS sur toutes les années est égale à 1.

Chaque année de 1986 à 2010, le taux brut et le RRS d’hospitalisation pour blessure étaient plus élevés chez la population autochtone (tableau 1) que pour la population totale (tableau 2). Cependant, tout au long de la période, le taux brut et le RRS ont diminué continuellement et considérablement chez les deux populations. Comme les données ont été normalisées selon l’âge, le sexe et la HSDA, les réductions observées sont réelles et non pas attribuables à des changements démographiques ou à une redistribution géographique de la population au cours du temps.

Les taux bruts et les RRS d’hospitalisation pour blessure observés pour la première et la dernière année de la période sont présentés pour la population autochtone au tableau 3 et pour la population totale de la Colombie-Britannique au tableau 4. Les taux bruts d’hospitalisation pour blessure étaient plus élevés chez les hommes que chez les femmes, et la réduction de ces taux était importante chez les membres des deux sexes, ainsi que pour la population autochtone et la population totale. En 1986, le RRS d’hospitalisation pour blessure des femmes autochtones (par rapport aux femmes de la population de référence) était plus élevé que celui des hommes autochtones (par rapport aux hommes de la population de référence), mais en 2010, cet écart entre les hommes et les femmes avait pratiquement disparu (tableau 3).

Dans presque chaque catégorie principale de blessures, le taux brut et le RRS d’hospitalisation pour blessure étaient plus élevés pour la population autochtone que pour la population totale. Cependant, depuis 1986 (ou 1991 pour les blessures classées selon l’intention et la cause externe), les diminutions du taux brut et du RRS ont été importantes chez les deux populations (tableaux 3 et 4).

Le tableau 5 donne les variations relatives du RRS d’hospitalisation pour blessure entre 1986 et 2010 chez la population autochtone et la population totale de la Colombie-Britannique selon le sexe et la catégorie principale de type de blessure. Le RRS d’hospitalisation tous types de blessures confondus a diminué de 64,8 % (variation annualisée de -4,3 %; IC à 95 % : -4,7 % à -3,8 %) chez la population autochtone et de 52,6 % (variation annualisée de -3,1 %; IC à 95 % : -3,1 % à -3,0 %) pour la population totale, écart qui était statistiquement significatif (p < 0,001, test bilatéral). Chez les hommes autochtones, la diminution était de 63,2 %, comparativement à 57,0 % pour l’ensemble des hommes de la Colombie-Britannique (p = 0,048, test bilatéral). Chez les femmes, les diminutions correspondantes étaient de 67,1 % et 47,0 %, respectivement (p < 0,001, test bilatéral).

Pour les traumatismes, la catégorie de type de blessure la plus importante, le RRS d’hospitalisation a diminué de 69,1 % chez la population autochtone et de 55,5 % chez la population totale (p < 0,001, test bilatéral). La baisse de 65,9 % observée chez les hommes autochtones ne différait pas statistiquement de celle de 60,6 % relevée pour l’ensemble des hommes (p = 0,103, test bilatéral). Par contre, la diminution de 73,4 % du RRS d’hospitalisation pour un traumatisme chez les femmes autochtones était significativement plus grande que celle de 48,7 % observée chez les femmes dans la population totale (p < 0,001, test bilatéral). Pour les autres catégories de type de blessure (empoisonnement, brûlure, et autre), aucun écart matériellement ou statistiquement significatif ne se dégageait entre les populations autochtone et totale en ce qui concerne les variations relatives du RRS d’hospitalisation.

Le tableau 6 donne les variations relatives du RRS d’hospitalisation pour blessure entre 1991 et 2010 chez les populations autochtone et totale de la Colombie-Britannique, selon le sexe et par catégorie principale de cause de blessure. Le RRS d’hospitalisation pour blessure toutes causes non intentionnelles confondues a diminué de 59,9 % (variation annualisée de -4,7 %; IC à 95 % : -5,4 % à -4,0 %) chez la population autochtone, comparativement à une baisse de 49,3 % (variation annualisée de -3,5 %; IC à 95 % : -3,6 % à -3,4 %) pour la population totale, soit un écart statistiquement significatif (p = 0,001, test bilatéral). Chez les hommes autochtones, le RRS toutes causes non intentionnelles confondues a diminué de 58,7 %, réduction qui est statistiquement similaire à celle de 53,7 % observée chez les hommes dans la population totale (p = 0,204, test bilatéral). En revanche, la baisse de 61,8 % enregistrée chez les femmes autochtones est significativement plus grande que celle de 43,8 % constatée chez les femmes dans la population totale (p < 0,001, test bilatéral).

Pour les collisions de véhicules de transport non intentionnelles, le RRS d’hospitalisation pour blessure a baissé de 84,1 % chez la population autochtone, comparativement à 68,7 % pour la population totale (p < 0,001, test bilatéral). La diminution chez les hommes autochtones était de 83,2 %, comparativement à 69,3 % chez les hommes dans la population totale (p = 0,001, test bilatéral). De même, la diminution de 86,1 % chez les femmes autochtones était considérablement plus élevée que celle de 67,7 % observée chez les femmes dans la population totale (p = 0,001, test bilatéral).

Dans le cas des chutes non intentionnelles, la réduction du RRS d’hospitalisation pour blessure chez la population autochtone était de 49,0 %, comparativement à 34,8 % pour la population totale (p = 0,039, test bilatéral). Chez les hommes autochtones, la baisse était de 38,9 %, chiffre similaire à la diminution de 38,5 % chez les hommes dans la population totale (p = 0,969, test bilatéral). Par contre, chez les femmes autochtones, la baisse de 57,9 % était supérieure à celle de 31,7 % observée chez l’ensemble des femmes (p = 0,005, test bilatéral).

La tendance était différente pour les accidents au cours d’actes médicaux ou chirurgicaux. Entre 1991 et 2010, le RRS d’hospitalisation a diminué de 34,1 % chez la population autochtone, comparativement à 46,4 % pour la population totale (p = 0,181, test bilatéral). Pour les hommes autochtones, la baisse était de 3,2 %, chiffre bien inférieur à la diminution de 45,3 % observée pour l’ensemble des hommes (p = 0,011, test bilatéral). Chez les femmes autochtones, la diminution de 53,9 % était statistiquement semblable à celle de 47,4 % relevée pour l’ensemble des femmes (p = 0,597, test bilatéral).

Pour les autres causes de blessure (auto-infligée, empoisonnement auto-infligé, et infligée intentionnellement par autrui), aucun écart matériel ou statistiquement significatif n’a été observé entre les variations relatives du RRS d’hospitalisation chez la population autochtone et la population totale.

Les baisses plus prononcées du RRS d’hospitalisation pour blessure constatées chez la population autochtone ont réduit l’écart entre cette dernière et la population totale de la Colombie-Britannique. Cette situation résulte d’améliorations relativement rapides dans les catégories des traumatismes (femmes), des collisions de véhicules de transport non intentionnelles (hommes et femmes) et des chutes non intentionnelles (femmes).

Les prévisions des RRS pour 2014 présentées dans les tableaux 5 et 6, et calculées d’après la modélisation de séries chronologiques, laissent entendre que les RRS d’hospitalisation toutes blessures confondues et pour la plupart des catégories de blessures diminuent considérablement chez tous les habitants de la Colombie-Britannique, mais particulièrement chez la population autochtone. Néanmoins, les intervalles de confiance à 95 % des prévisions sont larges.

Les résultats de la présente analyse indiquent une amélioration importante des RRS d’hospitalisation pour blessure chez la population autochtone ainsi que la population totale de la Colombie-Britannique au cours des 20 dernières années. En ce qui concerne les principales catégories de blessures, les RRS d’hospitalisation ont diminué plus rapidement pour la population autochtone, ce qui a réduit les écarts par rapport à la population totale de la province et laisse entendre qu’il existe une possibilité d’éliminer les écarts dans l’avenir. En outre, les diminutions étaient plus importantes pour les femmes que pour les hommes autochtones, ce qui a réduit les différences entre les sexes.

Discussion et limites

Des études menées au CanadaNote 8-15 et dans d’autres paysNote 1-4 ont révélé des différences de taux de morbidité et de mortalité par blessure entre les populations autochtone et générale. Les résultats de la présente analyse des hospitalisations attribuables à une blessure montrent l’existence d’un écart similaire et corroborent les rapports faisant état d’une diminution des taux de blessures non intentionnelles chez la population générale du Canada au cours de la période allant de 2001 à 2007Note 17, chez les populations autochtones tout au long des années 1990Note 18, et chez les enfants autochtones au cours de la période de 2001 à 2006Note 20. Les résultats sont aussi en harmonie avec les tendances signalées pour d’autres indicateurs; par exemple, l’écart entre les taux de mortalité infantile chez les Autochtones et les non-Autochtones dans les régions rurales de la Colombie-Britannique a diminué considérablement de 1981 à 2000Note 28.

La tendance divergente constatée pour les « accidents durant des actes médicaux chirurgicaux » est difficile à interpréter. Le risque de ce genre d’accident est plus élevé chez les Autochtones et, étant donné le risque élevé persistant chez les hommes autochtones, l’écart par rapport à la population générale ne diminue pas. Cela pourrait refléter la nature des blessures et la complexité des soins. Il se pourrait aussi que l’amélioration de l’accès aux soins médicaux augmente effectivement le risque dans cette catégorie. Ces questions devront être examinées plus en profondeur.

Les résultats de la présente analyse doivent être interprétés à la lumière de plusieurs limites. Les dénombrements ne se rapportent pas aux « blessures », mais aux « hospitalisations pour blessure ». Les hospitalisations font partie d’un tableau plus général. Il s’agit d’un type d’utilisation des soins de santé, qui est indicatif du fardeau des blessures, mais est influencé par la disponibilité des lits, les options de soins ambulatoires et communautaires, et les tendances concernant l’exercice de la médecine. Ces facteurs varient selon la région de la province, et les populations autochtone et générale de la Colombie-Britannique diffèrent en ce qui a trait à leur répartition proportionnelle entre les régions. Bien que les RRS aient été normalisés selon la HSDA et tiennent donc compte des effets des facteurs régionaux, il est possible que les conditions dans certaines HSDA puissent affecter différemment la population autochtone et la population générale. En outre, les hospitalisations n’englobent pas toutes les blessures; elles représentent les blessures les plus graves, mais les cas extrêmes qui ont abouti à un décès immédiat ne comportent pas d’hospitalisation. En outre, certaines blessures peuvent nécessiter plus d’une hospitalisation, en raison de leur gravité, de complications ou de la non-disponibilité locale d’un traitement spécialisé.

La définition du terme « autochtone » appliquée dans la présente étude est assez restrictive, car elle est fondée en grande partie sur l’appartenance au groupe 21 de primes du MSP, qui requiert de posséder le statut d’Indien reconnu légalement. Une modification apportée à la Loi sur les Indiens en 1985 (projet de loi fédéral C-31, Loi modifiant la Loi sur les IndiensNote 29) a fait rentrer dans les chiffres de population des Indiens inscrits de nombreuses personnes qui, anciennement, n’étaient pas classées comme des Indiens inscrits. Les effets de cette modification auraient été continus et cumulés au cours de la période couverte par l’analyse (1986 à 2010) et pourraient avoir influé sur la tendance du risque d’hospitalisation pour blessure. Cependant, il ne s’agit pas d’un biais, mais de l’évolution réelle de la population autochtone au cours du temps. Des changements subséquents apportés en 2011 (projet de loi fédéral C-3, Loi sur l’équité entre les sexes relativement à l’inscription au Registre des IndiensNote 30) n’auraient pas influencé les résultats de la présente étude.

Aucune définition normalisée du terme « autochtone » n’existe aux fins de l’inclusion dans des analyses statistiques. Une autre méthode d’identification de la population autochtone aurait consisté à utiliser le Registre fédéral des Indiens inscrits, mais pour des raisons de protection des renseignements personnels, il n’a pas été possible d’y avoir accès. Un avantage de la définition du terme « autochtone » employée ici, c’est qu’elle est plus susceptible d’inclure les enfants ayant droit au statut d’Indien inscrit en raison du statut de leurs parents, mais qui n’ont pas encore fait la demande d’inscription. Le groupe 21 de primes du MSP englobe les comptes familiaux si l’inscrit principal déclare le statut d’Indien. Même si certaines personnes admissibles dans le groupe 21 de primes du MSP pourraient ne pas s’y joindre si une autre partie paye les primes (p. ex. un employeur), cette situation n’est pas fréquente. En outre, pour les besoins de la présente analyse, les données couplées des certificats de naissance et de décès ont été vérifiées afin de relever les mentions de statut d’Indien. Une étude réalisée par la BC Vital Statistics Agency en appliquant la même méthode, mais en ajoutant les personnes découvertes uniquement dans le registre des Indiens inscrits, a dénombré 151 783 personnes autochtones en Colombie-Britannique en 2002Note 22, comparativement au chiffre de 135 076 sur lequel est fondée la présente analyse.

Une définition excessivement inclusive aux termes de laquelle seraient comptées comme étant « autochtones » de nombreuses personnes qui ne le sont pas pourrait introduire un biais en faveur de l’hypothèse nulle dans les comparaisons avec la population totale. La définition plus restreinte a été utilisée ici pour protéger la validité interne de l’analyse. En outre, la définition n’est pas restrictive au point de compromettre la capacité de généraliser les résultats à une population autochtone plus largement définie. Dans la présente étude, comme la même définition a été appliquée uniformément pour déterminer le numérateur (nombre d’hospitalisations) et le dénominateur (chiffre de population), les taux calculés ne contiennent pas de biais.

Mot de la fin

Selon les résultats de la présente étude, au cours des 20 dernières années, les taux d’hospitalisation pour blessure ont baissé chez la population autochtone et la population totale de la Colombie-Britannique, et les écarts entre les deux populations se sont amenuisés. Le RRS d’hospitalisation pour blessure a diminué considérablement pour les deux populations, mais particulièrement pour la population autochtone, ce qui donne à penser qu’il serait possible d’éliminer les écarts dans l’avenir. En outre, les diminutions plus importantes chez les femmes que chez les hommes autochtones ont réduit les écarts entre les sexes. Bien qu’elle ne soit pas exempte de limites, la présente analyse couvre une période plus longue que les études antérieures et emploie des méthodes de mesure améliorées.

Remerciements

Les présents travaux ont été financés par l’Institut de la santé des Autochtones, des Instituts de recherche en santé du Canada [no de subvention ARH81043]. Un appui salarial pour les auteurs a été fourni par la Région de la Colombie-Britannique, Santé des Premières Nations et des Inuits, Santé Canada. Les auteurs remercient Anna Low, Sherylyn Arabsky et Kelly Alke de Population Data BC de leur aide concernant l’accès aux données et le couplage de ces dernières. Ils remercient aussi M. Rod McCormick, Ph.D., de sa participation à la conception de l’étude.

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