Rapports sur la santé
Influence du bien-être des collectivités sur la mortalité des membres inscrits des Premières Nations Rapports sur la santé
Influence du bien-être des collectivités sur la mortalité des membres inscrits des Premières Nations

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par Lisa N. Oliver, Chris Penney et Paul A. Peters

Les groupes autochtones du Canada connaissent des taux de mortalité et de morbidité plus élevés que ceux de la population non autochtone^{Note 1Note 2Note 3Note 4}. Un certain nombre d’études ont comparé l’état de santé de populations autochtones et non autochtones^{Note 1Note 5}, mais peu ont exploré les déterminants plus généraux de la santé et de la mortalité au sein des populations autochtones^{Note 6}.

Un statut socioéconomique plus faible, mesuré par des variables comme le revenu, le niveau de scolarité et la situation d’activité, est associé à des taux de mortalité élevés^{Note 7Note 8}. Les taux de mortalité élevés au sein de la population des Premières Nations peuvent en partie s’expliquer par les caractéristiques socioéconomiques individuelles, mais des différences persistent même si l’on tient compte de ces facteurs^{Note 1Note 9}.

Un nombre sans cesse croissant d’études ont examiné l’effet des caractéristiques de la collectivité sur la santé^{Note 10}. Le fait de vivre dans un quartier ou une collectivité à faible revenu a été associé à de moins bons résultats en matière de santé et à un taux de mortalité élevé^{Note 11Note 12Note 13}. Toutefois, rares sont les études portant spécifiquement sur l’effet des caractéristiques de la collectivité sur les résultats en matière de santé dans les populations autochtones du Canada. Une analyse fondée sur l’Enquête sur les enfants autochtones révèle que les membres des Premières Nations vivant hors réserve dans des quartiers où l’on trouve une forte proportion de locataires avaient généralement une moins bonne santé mentale, même en tenant compte de l’influence des facteurs socioéconomiques individuels et familiaux^{Note 14}. Plusieurs études ont établi des liens entre le surpeuplement, l’isolement, le revenu et le contrôle des délinquants dans les collectivités des Premières Nations et des résultats comme la tuberculose, l’hépatite A et les hospitalisations^{Note 15Note 16Note 17}. Ces études n’examinaient toutefois pas simultanément l’incidence des caractéristiques individuelles et des caractéristiques de la collectivité.

L’Indice du bien-être des collectivités (IBC) comprend différentes composantes : la scolarité, l’activité sur le marché du travail, le revenu et le logement^{Note 18}. Dans le cadre de la présente étude, la cohorte de suivi de la mortalité et du cancer selon le recensement, 1991 à 2006, a été utilisée pour évaluer l’influence des facteurs communautaires mesurés par l’IBC et des caractéristiques individuelles sur la mortalité des personnes qui ont déclaré être membre inscrit d’une Première Nation ou appartenir à une bande indienne.

Données et méthodes

Données

Les données proviennent de la cohorte de suivi de la mortalité et du cancer selon le recensement, 1991 à 2006, qui constitue un échantillon de 15 % (n = 2 735 150) de la population canadienne ne vivant pas en établissement âgée de 25 ans et plus^{Note 7}. La cohorte a fait l’objet d’un suivi de la mortalité du 4 juin 1991 au 31 décembre 2006 inclusivement.

Les répondants au questionnaire détaillé du Recensement de 1991 étaient admissibles au couplage avec la Base canadienne de données sur la mortalité selon une méthode de couplage probabiliste, puisque les noms ne figurent pas dans la base de données du recensement. Les enregistrements correspondant aux participants au recensement qui étaient admissibles ont été couplés à un fichier de données nominales sur les déclarants fiscaux de 1990 et 1991 contenant des variables communes (date de naissance, code postal et date de naissance du conjoint) et les noms chiffrés. Les données du recensement et les noms chiffrés ont ensuite été couplés à la Base canadienne de données sur la mortalité. Comme les noms chiffrés ont été obtenus à partir des données sur les déclarants fiscaux, seuls ces derniers ont pu faire l’objet d’un suivi de la mortalité. À cause du couplage probabiliste, les groupes n’étaient pas tous également susceptibles d’être couplés. Plus précisément, les personnes ayant déclaré avoir une ascendance autochtone étaient moins susceptibles d’être couplées que celles qui n’avaient pas d’ascendance autochtone^{Note 19}.

Admissibilité

Toute personne de 25 ans et plus dénombrée au moyen du questionnaire détaillé du Recensement de 1991 était admissible dans la cohorte. Presque partout au Canada, le questionnaire détaillé a été envoyé à un ménage sur cinq, mais il a été envoyé à la totalité des résidents de plusieurs collectivités éloignées et du Nord, de réserves indiennes et établissements indiens et de logements collectifs non institutionnels. Toutefois, 78 réserves indiennes et établissements indiens, dont la population totale s’établissait à environ 38 000 personnes, n’ont pas été dénombrés ou ne l’ont été que partiellement et ne sont donc pas inclus dans la cohorte.

Les rapports sur la qualité des données révèlent que 3,4 % des résidents du Canada ont été omis dans le Recensement de 1991. Comparativement à la population dénombrée, ces personnes étaient plus susceptibles d’être jeunes, mobiles ou sans logement, ou d’avoir un faible revenu ou une ascendance autochtone^{Note 20}.

La présente analyse est fondée sur les 57 300 membres de la cohorte qui, au Recensement de 1991, ont déclaré appartenir à une bande indienne ou être un Indien inscrit aux termes de la Loi sur les Indiens. Dans le texte qui suit, ces personnes sont désignées comme étant des « membres inscrits des Premières Nations ». Les membres de la cohorte qui ont déclaré avoir une origine ethnique (ascendance) d’Indien de l’Amérique du Nord, mais qui n’ont pas déclaré appartenir à une bande indienne ou être un Indien inscrit, n’ont pas été inclus.

Caractéristiques individuelles

Les caractéristiques socioéconomiques individuelles ont été dérivées du Recensement de 1991 : état matrimonial, situation d’activité, quintile de revenu, niveau de scolarité et qualité du logement. Trois catégories d’état matrimonial ont été précisées : marié(e)/en union de fait, divorcé(e)/séparé(e)/veuf(ve) et célibataire. La situation d’activité est codée selon trois catégories : occupée, en chômage et inactif(ve). La mesure de la suffisance du revenu était fondée sur les quintiles de revenu de la famille économique; pour tenir compte des différences régionales au chapitre du revenu, des quintiles ont été établis pour chaque région métropolitaine de recensement (RMR) et agglomération de recensement (AR), et pour toutes les autres régions.

Le plus haut niveau de scolarité atteint a été codé selon quatre catégories : sans diplôme d’études secondaires, diplôme d’études secondaires, études postsecondaires partielles et diplôme universitaire ou plus.

La qualité du logement a été déterminée selon une variable dichotomique indiquant si les répondants vivaient ou non dans un logement nécessitant d’importantes réparations.

Pour faire le suivi de la mobilité résidentielle, les enregistrements individuels du recensement ont été couplés aux données des codes postaux obtenues à partir des fichiers de données fiscales soumis entre 1990 et 2007. Pour 76,7 % des membres de la cohorte, les données complètes sur le code postal se trouvaient dans les données des déclarants fiscaux. Pour la plupart (99,8 %) de ceux dont l’information était incomplète, le code postal a pu être imputé à partir des données des années de déclaration fiscale antérieures; l’information concernant le 0,2 % restant a été imputée à partir des données du recensement^{Note 19}. Un changement de code postal durant la période de suivi de 16 ans signalait un déménagement résidentiel. Trois catégories ont été définies : n’a pas déménagé; déménagement à courte distance (dans la même subdivision de recensement ou division de recensement); et déménagement à grande distance (dans une autre division de recensement ou une autre province). Ces catégories ne couvrent pas tous les déménagements. Comme certaines réserves indiennes et certains établissements indiens ainsi que certaines petites municipalités n’ont qu’on seul code postal, les déménagements à l’intérieur de ces zones ne sont pas pris en compte. En outre, les déménagements multiples au cours d’une même année, ainsi que les cas où le déclarant fiscal a utilisé une ancienne adresse (plutôt que son adresse réelle), n’ont pas pu être décelés.

Mesures communautaires

L’IBC mesure le bien-être social et économique des collectivités à partir des données du Recensement du Canada^{Note 18}. L’IBC est calculé au niveau de la subdivision de recensement. Il comprend sept indicateurs répartis dans quatre composantes également pondérées : la scolarité, le revenu, l’activité sur le marché du travail et le logement. Ces indicateurs sont aussi des déterminants importants de la santé^{Note 21}. Les sept indicateurs de l’IBC sont combinés en un indice pouvant prendre une valeur située entre 0 et 100.

Pour la population de 20 ans et plus, la composante de la scolarité de l’IBC indique le pourcentage des répondants ayant obtenu au moins un diplôme d’études secondaires, et pour la population de 25 ans et plus, elle indique le pourcentage ayant obtenu au moins un diplôme universitaire. La composante de l’activité sur le marché du travail comprend la participation au marché du travail et le pourcentage de la population active qui est occupée ou en chômage. La composante du revenu correspond au revenu par habitant, calculé en divisant le revenu total de la collectivité par le nombre total d’habitants. La composante du logement comprend un indicateur de surpeuplement (pourcentage de la population vivant dans un logement où il y a plus de personnes que de pièces) et un indicateur de la qualité du logement (pourcentage de logements nécessitant d’importantes réparations). De l’information à propos de l’IBC et de son application à la population des Premières Nations est diffusée ailleurs^{Note 18Note 21Note 22Note 23Note 24}. L’IBC est analysé comme une variable dichotomique, la valeur moyenne pour les collectivités des Premières Nations en 1991 servant de seuil.

La zone d’influence métropolitaine (ZIM) a servi à évaluer l’isolement géographique des municipalités. La ZIM sert à classer les municipalités situées en dehors d’une RMR ou d’une AR en fonction du pourcentage de la population active occupée qui se rend dans la RMR ou l’AR pour y travailler. Les quatre catégories de ZIM sont les suivantes : forte, modérée, faible ou nulle. Les personnes vivant dans une ZIM forte ou modérée ont été regroupées dans la même catégorie parce que les modèles préliminaires indiquaient que les taux de mortalité dans ces deux groupes ne différaient pas de manière significative.

Taux de mortalité normalisés selon l’âge

Les taux de mortalité normalisés selon l’âge (TMNA) ont été calculés pour 100 000 années-personnes à risque selon le sexe pour les variables individuelles et les variables de la collectivité, à l’aide de la méthode directe. La normalisation selon l’âge a été calculée en fonction de la répartition par âge, en groupes d’âge quinquennaux, des membres de la cohorte qui se sont autodéclarés Indiens inscrits aux termes de la Loi sur les Indiens, qui étaient membres d’une bande indienne ou d’une Première Nation ou qui avaient une ascendance autochtone. Les variances dérivées selon la méthode de Spiegelman ont été utilisées pour calculer les intervalles de confiance^{Note 25}.

Modèles à risques proportionnels de Cox

Pour les membres de la cohorte faisant partie du champ de l’étude, les jours-personnes de suivi ont été calculés à partir de la date de référence (4 juin 1991) jusqu’à la date de décès, d’émigration ou de fin de l’étude de suivi (31 décembre 2006). Les modèles de survie à risques proportionnels de Cox ont été utilisés pour examiner l’influence des facteurs propres à la collectivité et des caractéristiques individuelles sur la mortalité des membres inscrits des Premières Nations de la cohorte^{Note 26}.

Trois ensembles de modèles ont été exécutés. Le premier ensemble comprenait uniquement les composantes de l’IBC et le deuxième, uniquement les caractéristiques individuelles. Ces modèles visaient à examiner séparément les effets des caractéristiques de la collectivité et des caractéristiques individuelles.

Le troisième ensemble de modèles comprenait à la fois les composantes de l’IBC et les caractéristiques individuelles, afin de déterminer dans quelle mesure les effets des indicateurs de l’IBC sont atténués lorsqu’on tient compte des caractéristiques individuelles. Tous les modèles ont été stratifiés selon le sexe et selon le groupe d’âge quinquennal. Les liens ont été examinés à l’aide de la méthode d’Efron^{Note 27}.

Résultats

Membres inscrits des Premières Nations de la cohorte

À la date de référence (4 juin 1991), l’âge moyen des membres inscrits des Premières Nations de la cohorte était de 40,3 ans pour les hommes et de 39,7 ans pour les femmes (tableau 1). À la fin de la période de suivi (31 décembre 2006), 16 % des hommes et 12 % des femmes étaient décédés. Les hommes et les femmes étaient mariés en proportions égales (69 % et 68 %, respectivement); les hommes étaient moins susceptibles que les femmes d’être divorcés ou veufs (10 % contre 16 %), mais plus susceptibles d’être célibataires (22 % contre 16 %). Environ 5 % des membres inscrits des Premières Nations de la cohorte appartenaient au quintile de revenu le plus élevé, et environ 40 %, au quintile de revenu le plus faible. Une majorité d’hommes (60 %) et de femmes (56 %) n’avaient pas obtenu de diplôme d’études secondaires. La moitié (50 %) des hommes étaient occupés sur le marché du travail et 21 % étaient en chômage; les chiffres correspondants chez les femmes s’établissaient à 40 % et à 11 %. Un pourcentage plus élevé de femmes que d’hommes ne faisaient pas partie de la population active (49 % contre 29 %). Environ les trois quarts des membres de la cohorte vivaient dans des logements surpeuplés, et les deux tiers vivaient dans des logements nécessitant d’importantes réparations.

À la fin de la période de suivi, 30 % des membres inscrits des Premières Nations de la cohorte avaient déménagé dans la même division de recensement, et 20 % avaient déménagé dans une autre division de recensement ou dans une autre province ou un autre territoire.

Taux de mortalité normalisés selon l’âge

En 1991, le TMNA pour les membres de la cohorte appartenant à des collectivités ayant un IBC inférieur à la moyenne pour les Premières Nations s’établissait à 1 056,6 pour 100 000 années-personnes à risque, comparativement à 912,1 pour ceux vivant dans des collectivités ayant un IBC supérieur à la moyenne pour les Premières Nations (tableau 2). Le rapport de taux était de 1,16, ce qui indique que le taux de mortalité était plus élevé de 16 % dans les collectivités ayant un IBC inférieur à la moyenne.

L’examen séparé des composantes de l’IBC révèle que le fait de vivre dans une collectivité ayant un niveau de scolarité inférieur à la moyenne est associé à un taux de mortalité global supérieur de 9 %. Les différences n’étaient pas significatives pour les hommes de la cohorte, mais les femmes de la cohorte vivant dans des collectivités ayant une composante de la scolarité de l’IBC inférieure à la moyenne avaient un taux de mortalité supérieur de 11 %.

Le taux de mortalité pour les personnes vivant dans des collectivités ayant une composante du revenu inférieure à la moyenne était plus élevé de 24 % que pour les personnes vivant dans des collectivités où cette composante était supérieure à la moyenne. Le fait de vivre dans une collectivité ayant une composante de l’activité sur le marché du travail inférieure à la moyenne était associé à un taux de mortalité supérieur de 17 %. Ces différences selon les composantes du revenu et de l’activité sur le marché du travail s’observaient pour les deux sexes.

Les taux de mortalité des résidents des collectivités ayant une composante du logement supérieure ou inférieure à la moyenne ne différaient pas de manière significative.

Modèles à risques proportionnels de Cox

Une série de modèles à risques proportionnels de Cox montrent comment les composantes de l’IBC et les caractéristiques socioéconomiques individuelles ont été associées au risque de décès des membres inscrits des Premières Nations de la cohorte durant la période allant de 1991 à 2006.

Le modèle 1 comprend seulement les composantes de l’IBC (tableau 3). Le fait de vivre dans une collectivité ayant un IBC global inférieur à la moyenne était associé à une augmentation du risque de décès de 14 % pour les hommes et de 17 % pour les femmes. Pour la composante de la scolarité de l’IBC inférieure à la moyenne dans la collectivité, on pouvait observer une augmentation du risque de décès de 11 % pour les femmes, mais aucun effet significatif n’est ressorti pour les hommes. Le fait de résider dans une collectivité ayant une composante du revenu de l’IBC inférieure à la moyenne était associé à une hausse du risque de décès de 27 % pour les hommes et de 24 % pour les femmes. Pour les deux sexes, une composante de l’activité sur le marché du travail de l’IBC inférieure à la moyenne était associée à une augmentation du risque de décès d’environ 17 %. La composante du logement de l’IBC n’a été associée à la mortalité pour aucun des deux sexes et a donc été exclue des modèles subséquents.

Le modèle 2 comprend seulement les caractéristiques individuelles, qui ont pour la plupart eu un effet significatif dans le sens attendu (tableau 4). Comparativement au fait d’être marié(e), le fait d’être célibataire ou divorcé(e)/veuf(ve) a été associé à un risque accru de décès pour les deux sexes. L’effet du niveau de scolarité était aussi significatif; les personnes n’ayant pas de diplôme d’études secondaires couraient un plus grand risque de décès, comparativement à celles qui ont déclaré un niveau de scolarité plus élevé. De même, par rapport au fait d’être occupé(e), le fait d’être en chômage ou inactif(ve) augmentait le risque de décès pour les deux sexes. Le fait d’appartenir au quintile de revenu le plus faible, plutôt qu’aux trois quintiles les plus élevés, était associé à un risque accru de décès pour les deux sexes. En outre, le fait d’appartenir au deuxième quintile de revenu le plus faible était associé de façon significative à un risque accru de décès pour les femmes, mais pas pour les hommes. Le fait de vivre dans un logement nécessitant d’importantes réparations était aussi associé à un risque accru de décès pour les femmes, mais pas pour les hommes.

Comparativement au fait de ne pas déménager, un déménagement à courte distance durant la période de suivi de 16 ans était associé à un risque moindre de décès pour les deux sexes; un déménagement à grande distance n’a pas été associé à un risque supérieur ou inférieur de décès. Le fait de vivre dans une ZIM faible plutôt que dans une RMR ou dans une ZIM modérée ou forte n’a pas été associé à un risque accru de décès. Toutefois, le fait de résider dans un secteur qui n’était pas une ZIM était associé à un risque réduit de mortalité chez les hommes, mais pas chez les femmes.

Le modèle 3 (tableau 5) contient les valeurs de l’IBC et l’ensemble complet des caractéristiques individuelles. Le modèle 3A montre que l’IBC global n’est plus associé de façon significative avec la mortalité lorsqu’on tient compte des caractéristiques socioéconomiques individuelles. Toutefois, la situation est différente pour certaines composantes de l’IBC.

Le modèle 3B montre que le fait de vivre dans une collectivité ayant une composante du revenu de l’IBC inférieure à la moyenne était associé à un risque accru de décès pour les hommes (20 %) et les femmes (15 %), même en tenant compte des caractéristiques socioéconomiques individuelles. En revanche, lorsqu’on tenait compte des caractéristiques socioéconomiques individuelles, la composante de la scolarité de l’IBC n’était plus significative pour les femmes (modèle 3C). Selon le modèle 3D, le fait de résider dans une collectivité ayant une composante de l'activité sur le marché du travail de l’IBC inférieure à la moyenne était associé à une augmentation du risque de décès pour les hommes (7 %), mais pas pour les femmes.

Discussion

La présente étude examine la mesure dans laquelle les indicateurs socioéconomiques des collectivités et les caractéristiques individuelles sont associés à la mortalité au sein d’un grand échantillon de membres inscrits des Premières Nations.

Les résidents de collectivités ayant un IBC inférieur à la moyenne pour les collectivités des Premières Nations affichaient un taux de mortalité supérieur de 16 %. Pour les deux sexes, le fait de vivre dans une collectivité dont les composantes du revenu et de l’activité sur le marché du travail de l’IBC étaient inférieures à la moyenne était associé à un taux de mortalité plus élevé. De plus, pour les femmes, le fait de vivre dans une collectivité ayant une composante de la scolarité de l’IBC inférieure à la moyenne était associé à un taux de mortalité plus élevé. Ces résultats ne tiennent toutefois pas compte de l’influence des caractéristiques individuelles.

Comme l’ont montré d’autres études réalisées antérieurement^{Note 28Note 29}, les caractéristiques individuelles (revenu, niveau de scolarité et situation d’activité) étaient aussi associées à la mortalité chez les membres des Premières Nations de la cohorte. Une étude réalisée en 2009 a montré que l’ajustement pour tenir compte des facteurs socioéconomiques réduisait les rapports des risques de mortalité entre les Indiens inscrits et les non-Autochtones^{Note 5}. En outre, une analyse de données d’enquête autodéclarées menée en 2010 a révélé que l’ajustement pour tenir compte du revenu et du niveau de scolarité réduit, mais n’élimine pas la disparité en matière de santé entre les Autochtones et les non-Autochtones^{Note 9}. Dans la présente étude, lorsqu’on tient compte des caractéristiques individuelles dans l’analyse, l’IBC global n’est plus significatif. Des résultats similaires ont été obtenus à partir de données d’enquête^{Note 30Note 31}.

Dans le calcul des TMNA et dans les modèles de survie, la composante du logement de l’IBC n’a pas été associée à la mortalité. Selon le modèle comportant seulement des caractéristiques individuelles, le fait de vivre dans un « logement nécessitant des réparations » augmentait le risque de décès pour les femmes; la variable du « surpeuplement » n’a pas été prise en compte, les modèles préliminaires ayant donné peu de résultats significatifs. À partir de la même cohorte, Tjepkema et coll.^{Note 32} ont montré que l’ajustement pour tenir compte des conditions de logement (surpeuplement, propriété, réparations importantes) au niveau de la personne ne réduisait pas le rapport des risques en ce qui concerne le décès prématuré des Indiens inscrits vivant dans une réserve.

Les membres inscrits des Premières Nations de la cohorte qui ont déménagé à courte distance durant la période de suivi de 16 ans avaient un risque réduit de décès. Les raisons ayant motivé le déménagement ne sont pas connues, mais il est possible que les personnes qui déménagent dans une même division de recensement le fassent pour des raisons associées à un taux de mortalité plus faible (p. ex. pour occuper un emploi). Près des deux tiers (63 %) des membres inscrits des Premières Nations de la cohorte qui n’ont pas déménagé n’avaient pas terminé leurs études secondaires, comparativement à 52 % de ceux qui ont déménagé à courte distance. Comme les caractéristiques socioéconomiques individuelles ne sont connues qu’à la date de référence, il n’est pas possible de déterminer si le déménagement coïncide avec des changements dans les caractéristiques comme le revenu, le niveau de scolarité ou la situation d’activité. Une étude longitudinale internationale montre toutefois que les migrants en âge de travailler qui passent d’un milieu rural à un milieu urbain affichent un taux de mortalité inférieur à celui des non-migrants^{Note 33}.

Points forts et limites

L’un des points forts de la présente étude est lié à l’utilisation d’un grand ensemble de données couplées au recensement contenant des renseignements sur plus de 50 000 membres inscrits des Premières Nations. Le couplage des données fiscales pour la période de suivi de 16 ans a permis de faire le suivi de la mobilité résidentielle.

Les constatations doivent toutefois être considérées à la lumière de plusieurs limites. L’étude comprenait seulement les personnes dénombrées au moyen du questionnaire détaillé du Recensement de 1991; 78 réserves indiennes, soit environ 38 000 personnes au total, n’ont pas été dénombrées ou ne l’ont été que partiellement et ne font donc pas partie de la cohorte. En outre, 3,4 % des résidents canadiens ont été omis du recensement et étaient plus susceptibles d’être d’ascendance autochtone^{Note 20}. Même si le suréchantillonnage des résidents des réserves indiennes et des collectivités éloignées et du Nord au moyen du questionnaire détaillé du Recensement signifie que ces régions sont surreprésentées dans la cohorte, les personnes ayant déclaré une ascendance autochtone étaient les moins susceptibles d’être couplées et incluses^{Note 19}.

Sauf en ce qui concerne la variable de la mobilité résidentielle, les caractéristiques individuelles ont été évaluées uniquement à la date de référence au moyen du questionnaire détaillé du recensement. En conséquence, nous ne disposons pas d’information sur les changements subséquents de facteurs comme le revenu, le niveau de scolarité ou la situation d’activité, qui pourraient influer sur la mortalité.

L’IBC comporte plusieurs limites. Les valeurs de l’IBC ont été évaluées uniquement à la date de référence, et il est possible que certains membres de la cohorte aient déménagé dans des collectivités ayant un IBC supérieur ou inférieur. En outre, l’IBC des collectivités pourrait s’être amélioré ou détérioré au fil de la période étudiée, ce qui n’a pas été pris en compte dans l’analyse. En fait, de 1991 à 2001, les IBC des collectivités des Premières Nations se sont améliorés plus rapidement que ceux des autres collectivités^{Note 18}. De plus, l’IBC ne tient pas compte des activités économiques traditionnelles, qui ne débouchent pas directement sur un revenu monétaire ou sur une occupation rémunérée^{Note 18}. L’étude ne tient pas compte de tous les facteurs au niveau de la collectivité, notamment les ressources matérielles (bibliothèques, écoles, services de soins de santé), le soutien social et le contrôle des délinquants, qui peuvent influer sur la santé et la mortalité^{Note 34Note 35}.

Une autre limite réside dans le fait que l’analyse ne permettait pas le recours à des méthodes de modélisation multiniveaux pour tenir compte de la nature structurée des données relatives aux personnes emboîtées dans les collectivités. En conséquence, la variation du taux de mortalité attribuable à la collectivité n’a pas pu être déterminée^{Note 36}. Les variables au niveau de la collectivité ont plutôt été intégrées au niveau de la personne. Des méthodes similaires ont néanmoins été employées avec le même ensemble de données dans le cadre d’analyses provinciales^{Note 1}.

Mot de la fin

L’étude montre que les membres inscrits des Premières Nations de la cohorte de suivi de la mortalité et du cancer selon le recensement, 1991 à 2006, qui vivaient dans des collectivités ayant un IBC inférieur à la moyenne pour les collectivités des Premières Nations avaient des TMNA relativement élevés. Cette relation persiste pour les composantes du revenu et de l’activité sur le marché du travail de l’IBC même lorsqu’on tient compte des caractéristiques socioéconomiques.