Rapports sur la santé
Estimation de l’espérance de vie et de l’espérance de vie ajustée sur la santé au Canada à l’échelle municipale, 2019 et 2020
DOI: https://www.doi.org/10.25318/82-003-x202500800001-fra
Résumé
Contexte
On dispose de données permettant de mesurer l’espérance de vie (EV) et l’espérance de vie ajustée sur la santé (EVAS) au Canada pour de grandes régions géographiques, comme les provinces, les territoires et les régions sociosanitaires. Or, jusqu’à ce jour, aucune étude ne traitait de l’EV et l’EVAS à l’échelle municipale.
Données et méthodes
Les chiffres de population et le nombre de décès pour la période allant du 1er janvier 2019 au 31 décembre 2020 ont été extraits pour 1 227 subdivisions de recensement (SDR) au Canada. Les SDR sont des municipalités ou des régions considérées comme étant des équivalents municipaux par les gouvernements provinciaux et territoriaux. L’état de santé fonctionnel a été opérationnalisé au moyen de l’indice de l’état de santé Health Utilities Index Mark 3 (HUI3) et obtenu à partir de l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes de 2019 et de 2020. Les taux de mortalité dans les SDR et les scores de l’indice HUI3 selon le sexe et le groupe d’âge ont été estimés au moyen de modèles de régression multiniveau et d’une poststratification. L’EV et l’EVAS ont été calculées à l’aide de méthodes de tables de mortalité et comparées avec les données déjà publiées pour un sous-ensemble de SDR. On a décrit la variabilité de l’EV et de l’EVAS en utilisant les caractéristiques relatives à la population, au revenu et à la scolarité.
Résultats
La SDR médiane présentait des estimations de l’EV à la naissance de 84,1 ans pour les femmes et de 79,6 ans pour les hommes. La SDR médiane présentait des estimations de l’EVAS à la naissance de 70,8 ans pour les femmes et de 68,3 ans pour les hommes. Pour les deux mesures, les écarts entre les SDR au 95e et au 5e centiles de l’EV étaient d’environ 13 ans pour les femmes et 14 ans pour les hommes. Les différences entre les estimations de l’EV basées sur un modèle et les données publiées étaient généralement inférieures à un an. L’EV et l’EVAS à la naissance étaient positivement corrélées avec la taille de la population et le pourcentage de personnes âgées de 25 à 64 ans ayant suivi des études postsecondaires.
Interprétation
La présente étude permet d’élaborer, de valider et de décrire le premier ensemble d’estimations de l’EV et de l’EVAS pour des municipalités au Canada. Les indicateurs de la santé à l’échelle municipale sont importants pour la recherche et les politiques axées sur la santé des populations locales.
Mots-clés
espérance de vie, espérance de vie ajustée sur la santé, municipalités, modélisation multiniveau
Auteurs
Matthew Quick, Monica Duong et Tracey Bushnik travaillent à la Division de l’analyse et de la modélisation de la santé de Statistique Canada.
Ce que l’on sait déjà sur le sujet
- L’espérance de vie (EV) et l’espérance de vie ajustée sur la santé (EVAS) sont des indicateurs courants de la santé de la population.
- On dispose de données sur l’EV au Canada pour les provinces, les territoires et les régions sociosanitaires, mais pas pour de plus petites régions géographiques.
- Étant donné la rareté des données administratives et des données d’enquête pour de plus petites régions, l’estimation des indicateurs de la santé à l’échelle locale est difficile.
Ce qu’apporte l’étude
- La présente étude permet d’élaborer le premier ensemble d’estimations de l’EV et de l’EVAS pour des municipalités au Canada.
- L’écart de l’EV entre les subdivisions de recensement aux 5e et 95e centiles est supérieur d’environ 1,5 an pour les hommes par rapport aux femmes.
- L’EV à la naissance et l’EVAS à la naissance sont positivement corrélées avec la taille de la population et le niveau de scolarité.
- Les estimations de l’EV et de l’EVAS correspondent aux données déjà publiées pour un sous-ensemble de municipalités.
Introduction
L’espérance de vie (EV) mesure le nombre moyen d’années de vie restantes et l’espérance de vie ajustée sur la santé (EVAS) mesure le nombre moyen d’années de vie restantes en bonne santéNote 1, Note 2. L’EV et l’EVAS sont des indicateurs de la santé de la population surveillés par de nombreux organismes internationaux, nationaux et infranationaux de santé publique. Au Canada, les données mesurant l’EV et l’EVAS sont le plus couramment disponibles pour les grandes régions géographiques. Statistique Canada publie des estimations de l’EV à l’échelle nationale, provinciale et territoriale et à l’échelle des régions sociosanitaires, ainsi que des estimations de l’EVAS à l’échelle nationaleNote 3, Note 4. De même, des travaux de recherche antérieurs ont permis d’estimer l’EV, l’EVAS ou des mesures connexes (p. ex. l’EV sans incapacité) pour des provincesNote 5, Note 6 et des régions sociosanitairesNote 7, Note 8, ainsi que pour des agrégations de villes et de régions ayant des caractéristiques sociales et économiques et des caractéristiques liées au milieu bâti similairesNote 1, Note 5, Note 9, Note 10, Note 11.
Motivée par la recherche et l’intérêt stratégique à mesurer la santé des populations locales, la production d’indicateurs de la santé pour les sous-régions au Canada et ailleurs suscite un intérêt croissantNote 1, Note 12, Note 13, Note 14, Note 15, Note 16. Toutefois, aucune étude à ce jour ne portait sur l’analyse de l’EV ou de l’EVAS à l’échelle municipale au Canada. L’une des explications possibles du manque de travaux de recherche sur l’analyse de l’EV et de l’EVAS à de plus petits niveaux géographiques est la rareté des données. Pour l’EV, les chiffres de petite population et le nombre de décès dans les strates âge-sexe peuvent donner des taux de mortalité ne reflétant pas les véritables risques de mortalité sous-jacents1,14. Pour l’EVAS, les enquêtes nationales qui permettent habituellement de recueillir des renseignements sur l’état de santé fonctionnel, comme les activités de la vie quotidienne, la douleur et la cognition, peuvent avoir une couverture limitéeNote 1, Note 17. Comprendre l’EV et l’EVAS à l’échelle municipale est important pour deux raisons. Premièrement, les contextes municipaux peuvent influencer l’EV et l’EVAS par l’intermédiaire, par exemple, de caractéristiques en matière de logementNote 18, Note 19, Note 20, de caractéristiques en matière d’espaces verts et d’utilisation des terresNote 21, Note 22, Note 23, de caractéristiques sociales, économiques et démographiques localesNote 24, et des initiatives d’organismes locaux de soins de santé et de santé publiqueNote 25, Note 26. Deuxièmement, les données sur l’EV et l’EVAS à l’échelle municipale sont pertinentes pour les administrations publiques, les organismes de santé publique et les chercheurs qui s’intéressent à la planification en matière de santé publique et qui veulent comprendre la façon dont la santé, le bien-être et la qualité de vie varient selon des régions géographiques de plus petite taille au Canada.
Dans la présente étude, on élabore, valide et décrit le premier ensemble d’estimations de l’EV et de l’EVAS pour un grand ensemble de municipalités au Canada. Le premier objectif de l’étude était de modéliser les taux de mortalité selon l’âge et le sexe, les scores d’état de santé fonctionnel, l’EV à la naissance et l’EVAS à la naissance pour un grand ensemble de subdivisions de recensement (SDR) en 2019 et en 2020. Pour traiter les problèmes liés à la rareté des données administratives et des données d’enquête dans de petites régions géographiques, on applique des modèles de régression multiniveau et des méthodes de poststratification qui, selon ce qui a été démontré, fournissent des estimations fiables des quantités au niveau de la population et de petits domaines tirées d’enquêtes sur la santéNote 16, Note 17, Note 27, Note 28, Note 29, Note 30, Note 31. Le deuxième objectif de la présente étude était de valider cet ensemble d’estimations de l’EV et de l’EVAS par rapport à des données déjà publiées. Le troisième objectif consistait à décrire la corrélation entre l’EV, l’EVAS et la proportion d’années de vie en pleine santé à l’échelle municipale et les caractéristiques sociodémographiques locales.
Régions, données et méthodologie de l’étude
L’unité géographique d’analyse de la présente étude était la SDR. Les SDR sont des municipalités ou des régions considérées comme des équivalents municipaux par les gouvernements provinciaux et territoriaux (p. ex. des villes, des établissements, des réserves et des cantons)Note 32. Au total, 5 161 SDR disposaient de données sur la population en 2019 et en 2020, comme l’indique Statistique Canada. Parmi ces SDR, 999 ont été exclues parce qu’elles comptaient moins de 5 000 années-personnes à risqueNote 33 et 2 815 ont été exclues en raison de données manquantes sur la population, de l’absence de décès dans tous les groupes d’âge ou de l’absence de décès dans le dernier groupe d’âge. Dans l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes (ESCC) de 2019 et de 2020, 1 227 des 1 347 SDR restantes étaient représentées par au moins un répondant ayant des valeurs valides d’état de santé fonctionnel. L’ensemble définitif de 1 227 SDR sélectionnées aux fins d’analyse représentait environ 92 % de la population nationale (69,6 millions de personnes combinées en 2019 et en 2020) et 93 % de tous les décès. La taille moyenne de la population des SDR en 2019 et en 2020 (combinées) était de 56 714, et la fourchette allait de 545 à Fillmore (Saskatchewan) à 5,8 millions à Toronto (Ontario). Parmi les SDR exclues de l’analyse, 25 % ont été classées comme réserves indiennes, 14 %, comme municipalités, 12 %, comme villages et 11 %, comme villes.
Données sur la mortalité et la population
Les données sur la mortalité pour les 1 227 SDR ont été extraites de la Base canadienne de données de l’état civil — Décès du 1er janvier 2019 au 31 décembre 2020 inclusivement. Cette période de deux ans a été choisie pour refléter les données de l’ESCC les plus récentes disponibles qui contiennent les mesures de l’état de santé fonctionnel nécessaires pour calculer l’EVAS. Le nombre de décès sur deux ans a été agrégé selon le sexe, le groupe d’âge et la SDR. À la suite de la publication des tables de mortalité abrégées par Statistique CanadaNote 34, 20 groupes d’âge ont été analysés : 0 an, 1 à 4 ans, 5 à 10 ans, 11 à 14 ans, 15 à 19 ans, 20 à 24 ans, 25 à 29 ans, 30 à 34 ans, 35 à 39 ans, 40 à 44 ans, 45 à 49 ans, 50 à 54 ans, 55 à 59 ans, 60 à 64 ans, 65 à 69 ans, 70 à 74 ans, 75 à 79 ans, 80 à 84 ans, 85 à 89 ans et 90 ans et plus. Les chiffres de population sur deux ans selon le sexe, le groupe d’âge et la SDR ont été obtenus auprès de Statistique Canada. Voir l’annexe A pour obtenir des statistiques descriptives des taux de mortalité. En général, les taux de mortalité globaux selon le sexe et le groupe d’âge étaient semblables pour les SDR prises en compte dans l’étude et celles en étant exclues.
Données de l’indice Health Utilities Index Mark 3
L’état de santé fonctionnel a été mesuré à l’aide de l’indice Health Utilities Index Mark 3 (HUI3), selon les données recueillies dans le cadre de l’ESCC de 2019 et de 2020. L’ESCC est une enquête transversale annuelle menée auprès d’environ 65 000 répondants qui permet de recueillir des renseignements au niveau de la personne liés au statut socioéconomique, à l’état de santé, aux déterminants de la santé et à l’utilisation des soins de santéNote 35. La population cible de l’ESCC est composée de personnes âgées de 12 ans et plus vivant dans les 10 provinces et les trois capitales territoriales. Les personnes vivant dans des réserves et d’autres établissements autochtones, les membres à temps plein des Forces canadiennes, les personnes vivant dans des établissements institutionnels (p. ex. dans des établissements correctionnels, des centres de soins de longue durée et des hôpitaux) et les enfants âgés de 12 à 17 ans vivant en famille d’accueil sont exclus de l’ESCC. L’ESCC est la seule enquête nationale mesurant l’indice HUI3.
Auparavant utilisé pour calculer l’EVASNote 15, Note 36, l’indice HUI3 est un système de classification mesurant huit dimensions de l’état de santé et de la qualité de vie liée à la santé, soit la vision, l’ouïe, l’élocution, la mobilité, la dextérité, les sentiments, la cognition et la douleurNote 37. Une fonction de score pondérée a été appliquée pour combiner les huit dimensions en un seul score de l’indice HUI3 représentant l’état de santé globalNote 37. Les scores de l’indice HUI3 au niveau de la personne pour tous les répondants à l’ESCC (c.-à-d. ceux âgés de 12 ans et plus) variaient de -0,36 à 1, où une valeur inférieure à zéro représente un état de santé pire que la mort, une valeur de zéro représente la mort et une valeur de un ne représente aucun problème de santé fonctionnelNote 37. L’ESCC de 2019 et de 2020 comptait des données complètes de l’indice HUI3 pour 90 220 des 95 523 répondants des 1 227 SDR (94 %), et leurs données ont été conservées aux fins d’analyse. Voir l’annexe B pour obtenir des statistiques descriptives des scores de l’indice HUI3.
Modélisation multiniveau des taux de mortalité dans les subdivisions de recensement
Un modèle de régression binomiale multiniveau a été utilisé pour estimer les taux de mortalité propres au sexe, au groupe d’âge et à la SDR en fonction du nombre de décès et des chiffres de population observés. Plus précisément, les taux de mortalité pour chaque sexe ont été modélisés sur l’échelle logit en fonction d’une ordonnée à l’origine générale et de termes d’effet aléatoire pour les groupes d’âge, les SDR, l’interaction entre les groupes d’âge et les SDR, et les régions sociosanitaires. Le terme d’effet aléatoire représentant les taux de mortalité modélisés pour le groupe d’âge « 0 an » a été établi à zéro aux fins d’identifiabilité du modèle. Les termes d’effet aléatoire du groupe d’âge ont été modélisés séparément pour les femmes et les hommesNote 14, alors que les termes d’effet aléatoire de la SDR ont pu être corrélés entre les deux sexes. Voir l’annexe C pour obtenir de plus amples renseignements.
Modélisation multiniveau et pondération de poststratification des scores de l’indice Health Utilities Mark 3
Les scores de l’indice HUI3 propres au sexe, au groupe d’âge et à la SDR ont été estimés à l’aide d’une régression multiniveau et d’une poststratification. Premièrement, les scores de l’indice HUI3 au niveau de la personne ont été modélisés à l’aide d’un modèle de régression multiniveau comprenant une covariable représentant les participants masculins et des termes d’effet aléatoire pour cinq groupes d’âge (12 à 24 ans, 25 à 44 ans, 45 à 64 ans, 65 à 79 ans et 80 ans et plus2), les interactions entre les deux sexes et les cinq groupes d’âge, et quatre caractéristiques sociodémographiques au niveau de la personne disponibles dans l’ESCC de 2019 et de 2020 et définies de la même façon dans le Recensement de 2016 : le niveau de scolarité (sans diplôme d’études secondaires, diplôme d’études secondaires, études postsecondaires ou non déclaré), la propriété d’un logement (propriétaire, locataire ou autre), le statut d’immigrant (a immigré il y a cinq ans ou moins, a immigré il y a plus de cinq ans, est né au Canada ou aucune réponse) et l’état matrimonial (marié ou en union libre; veuf, séparé ou divorcé; célibataire; ou ne sait pas, refus ou non déclaré)Note 35. Les catégories aucune réponse, non déclaré et autre ont été prises en compte dans le modèle (p. ex. les termes d’effet aléatoire relatifs au niveau de scolarité comportaient quatre catégories). Des termes d’effet aléatoire ont également été pris en compte pour la SDR, la région sociosanitaire et la province ou le territoire de résidence. Voir l’annexe D pour obtenir de plus amples renseignements.
Deuxièmement, selon les résultats du modèle de régression multiniveau, des scores moyens de l’indice HUI3 ont été prédits pour 662 580 cellules de poststratification définies par la classification croisée du sexe, du groupe d’âge, du niveau de scolarité, de la propriété d’un logement, du statut d’immigrant, de l’état matrimonial et de la SDR. Les catégories aucune réponse, non déclaré et autre n’ont pas été prises en compte lors de la création des cellules de poststratification, parce que ces réponses ne sont pas reflétées dans le recensement et qu’il n’existe donc pas de poids correspondant. Les poids de poststratification ont été définis comme la proportion de personnes ayant les mêmes caractéristiques selon le sexe, le groupe d’âge et la SDR dans le Recensement de 2016. Ces poids ont ensuite été appliqués aux scores de l’indice HUI3 dans les 54 strates sexe-groupe d’âge-SDR correspondantes (c.-à-d. 270 strates par sexe dans chaque SDR et 540 strates par SDR) pour produire des scores moyens pondérés globaux de l’indice HUI3 pour chaque sexe et groupe d’âge au niveau de la SDR.
Ajustement des modèles et calcul de l’espérance de vie et de l’espérance de vie ajustée sur la santé
Les modèles ont été ajustés au cadre statistique bayésien à l’aide du progiciel brms (version 2.21.0)Note 38 du logiciel statistique R (version 4.1)Note 39. Le code de modèle est disponible sur demande. Les modèles ont été ajustés à l’aide de deux chaînes; chaque chaîne a été exécutée pour 2 000 itérations. La convergence des modèles a été confirmée par des inspections visuelles de tracés de paramètres et des statistiques Ȓ proches de un. Les 1 000 premières itérations de chaque chaîne ont été éliminées pour raison de rodage; les 1 000 itérations restantes ont été conservées pour l’inférence a posteriori. Les résultats présentés ci-dessous résument les 2 000 itérations des distributions a posteriori au moyen de la moyenne et de l’intervalle de crédibilité (IC) à 95 %. L’IC à 95 % est l’intervalle qui contient la valeur réelle d’un paramètre selon une probabilité de 95 %. Voir les résultats des modèles aux annexes E et F.
Les méthodes des tables de mortalité ont été appliquées aux taux de mortalité modélisés pour calculer les probabilités de décès et l’EVNote 40, Note 41. Pour calculer l’EVAS, les estimations de l’EV et de l’indice HUI3 ont été harmonisées en fonction du sexe, du groupe d’âge et de la SDR. On a supposé que les personnes de moins de 10 ans avaient un état de santé parfait et on leur a attribué des scores de l’indice HUI3 de un1. Le groupe d’âge représentant les personnes âgées de 10 à 14 ans dans la table de mortalité abrégée s’est vu attribuer le score de l’indice HUI3 du groupe d’âge de 12 à 24 ans. L’EVAS a été calculée à l’aide d’une version modifiée de la méthode de SullivanNote 42, selon laquelle le nombre d’années de vie vécues (calculées dans le cadre de l’EV) a été pondéré par le score de l’indice HUI3 modélisé pour le même sexe, le même groupe d’âge et la même SDR. L’EVAS a ensuite été calculée en divisant la somme des années de vie au-delà d’un groupe d’âge donné par le nombre de survivants dans le même groupe d’âgeNote 43. La proportion d’années de vie en pleine santé a été calculée comme le quotient de l’EVAS et de l’EV.
Validation des estimations de l’espérance de vie et de l’espérance de vie ajustée sur la santé
Les estimations de l’EV et de l’EVAS produites par les méthodes décrites ci-dessus ont été validées de deux façons. Premièrement, l’EV à la naissance a été comparée aux données les plus récentes publiées par Statistique Canada (2015 à 2017) pour les six régions sociosanitaires et les SDR ayant des limites géographiques semblables (voir l’annexe G). La similitude des limites des SDR et des régions sociosanitaires a été déterminée au moyen d’une inspection visuelle. Deuxièmement, les estimations de l’EVAS à la naissance ont été comparées à l’EVAS à la naissance calculée à l’aide des poids d’enquête de l’ESCC pour dériver les scores de l’indice HUI3 propres au sexe, au groupe d’âge et à la SDR pour 49 SDR (voir l’annexe H). Ces 49 SDR comptaient au moins 10 répondants dans chaque groupe d’âge pour les deux sexes, conformément aux lignes directrices en matière de diffusion des données de l’ESCCNote 44. Il convient de noter que le sous-ensemble de SDR utilisé pour la validation peut ne pas être représentatif de toutes les SDR dans la présente étude ou au Canada.
Description de l’espérance de vie, de l’espérance de vie ajustée sur la santé et du nombre d’années de vie en pleine santé pour les subdivisions de recensement
Quatre caractéristiques ont été retenues pour examiner la variabilité entre les SDR de l’EV à la naissance, de l’EVAS à la naissance et de la proportion d’années de vie à la naissance en pleine santé, à savoir la taille et la densité de la population, le revenu moyen après impôt des familles économiques, et le pourcentage de personnes âgées de 25 à 64 ans titulaires d’un diplôme d’études postsecondaires. La taille et la densité de la population décrivent le gradient urbain-rural de l’EV souvent examiné dans des études antérieuresNote 11, Note 45. Le revenu moyen après impôt des familles économiques et le pourcentage de personnes âgées de 25 à 64 ans titulaires d’un diplôme d’études postsecondaires sont deux caractéristiques socioéconomiques qui, selon ce qui a été démontré, étaient positivement corrélées avec l’EV et l’EVASNote 2, Note 5, Note 46. Les relations entre les quatre caractéristiques de la SDR ainsi que l’EV, l’EVAS et la proportion d’années de vie en pleine santé ont été quantifiées au moyen du coefficient de corrélation de rang τ de Kendall. Comparativement aux SDR prises en compte dans l’analyse, les SDR exclues enregistraient généralement des chiffres de population, des densités de population, des revenus moyens après impôt et des taux de scolarisation postsecondaire plus faibles.
Résultats
À la figure 1, les 1 227 SDR sont classées en fonction de l’EV à la naissance et de l’EVAS à la naissance. Dans toutes les SDR, la médiane de l’EV à la naissance était de 84,1 ans (IC à 95 % : 83,9 à 84,2) chez les femmes et de 79,6 ans (IC à 95 % : 79,5 à 79,8) chez les hommes. Ces estimations correspondent aux données nationales publiées par Statistique Canada pour 2019 et 2020Note 3. Les SDR les plus susceptibles d’être représentatives de l’EV médian à la naissance étaient les villes d’Edmonton (Alberta) et de Hamilton (Ontario) pour les femmes et les villes de Gatineau (Québec) et de Kitchener (Ontario) pour les hommes. L’EV des femmes était supérieure à celle des hommes dans toutes les SDR, et la différence moyenne était de 4,5 ans (IC à 95 % : 3,0 à 5,9). L’écart en matière d’EV entre les SDR aux 95e et 5e centiles était d’environ 12,5 ans (IC à 95 % : 12,0 à 13,1) chez les femmes et 13,9 ans (IC à 95 % : 13,4 à 14,5) chez les hommes. L’écart en matière d’EV entre les SDR aux 75e et 25e centiles était d’environ 4,3 ans (IC à 95 % : 4,1 à 4,5) pour les femmes et 4,8 ans (IC à 95 % : 4,6 à 5,1) pour les hommes.
Description de la figure 1
La figure 1 présente les estimations modélisées de l’espérance de vie à la naissance et de l’espérance de vie ajustée sur la santé à la naissance pour les femmes et les hommes. La figure 1 est composée de quatre parties présentées en deux rangées et en deux colonnes. La rangée supérieure présente l’espérance de vie à la naissance des femmes à gauche et l’espérance de vie à la naissance des hommes à droite. La rangée inférieure présente l’espérance de vie ajustée sur la santé à la naissance des femmes à gauche et l’espérance de vie ajustée sur la santé à la naissance des hommes à droite.
Pour les tracés de l’espérance de vie à la naissance dans les deux parties supérieures, l’axe vertical correspond à l’espérance de vie à la naissance de 40 ans à 100 ans et est commun à la partie des femmes et à celle des hommes. Les axes horizontaux représentent le classement ordonné des 1 227 subdivisions de recensement, de l’espérance de vie à la naissance la plus faible à la plus élevée. Les axes horizontaux sont distincts pour la partie des femmes et celle des hommes. L’espérance de vie à la naissance dans la subdivision de recensement est présentée sous forme de points noirs; les intervalles d’incertitude à 95 % sont présentés sous forme de lignes verticales grises centrées sur les points noirs. Pour la partie des femmes et celle des hommes, l’espérance de vie à la naissance présente une tendance à la hausse de gauche à droite. Cinq subdivisions de recensement sont mises en évidence par des points de couleur. De gauche à droite, il s’agit de Saint John, au Nouveau-Brunswick (en violet), dont l’espérance de vie à la naissance est de 81,0 ans pour les femmes et de 75,8 ans pour les hommes; de Winnipeg, au Manitoba (en rose), dont l’espérance de vie à la naissance est de 83,2 ans pour les femmes et de 78,5 ans pour les hommes; d’Edmonton, en Alberta (en vert), dont l’espérance de vie à la naissance est de 84,2 ans pour les femmes et de 79,3 ans pour les hommes; de Montréal, au Québec (en rouge), dont l’espérance de vie à la naissance est de 84,8 ans pour les femmes et de 80,5 ans pour les hommes; et de Toronto, en Ontario (en bleu), dont l’espérance de vie à la naissance est de 86,8 ans pour les femmes et de 81,5 ans pour les hommes.
Pour les tracés de l’espérance de vie ajustée sur la santé à la naissance dans les deux parties inférieures, l’axe vertical correspond à l’espérance de vie ajustée sur la santé à la naissance de 40 ans à 100 ans et est commun à la partie des femmes et à celle des hommes. Les axes horizontaux correspondent au classement ordonné des 1 227 subdivisions de recensement, de l’espérance de vie ajustée sur la santé à la naissance la plus faible à la plus élevée. Les axes horizontaux sont distincts pour la partie des femmes et celle des hommes. L’espérance de vie ajustée sur la santé à la naissance de la subdivision de recensement est présentée sous forme de points noirs; les intervalles d’incertitude à 95 % sont présentés sous forme de lignes verticales grises centrées sur les points noirs. Pour la partie des femmes et celle des hommes, l’espérance de vie ajustée sur la santé à la naissance présente une tendance à la hausse de gauche à droite. Cinq subdivisions de recensement sont mises en évidence par des points de couleur. De gauche à droite, il s’agit de Saint John, au Nouveau-Brunswick (en violet), dont l’espérance de vie ajustée sur la santé à la naissance est de 65,5 ans pour les femmes et de 62,9 ans pour les hommes; de Winnipeg, au Manitoba (en rose), dont l’espérance de vie ajustée sur la santé à la naissance est de 69,5 ans pour les femmes et de 67,2 ans pour les hommes; d’Edmonton, en Alberta (en vert), dont l’espérance de vie ajustée sur la santé à la naissance est de 70,0 ans pour les femmes et de 67,4 ans pour les hommes; de Montréal, au Québec (en rouge), dont l’espérance de vie ajustée sur la santé à la naissance est de 74,1 ans pour les femmes et de 71,8 ans pour les hommes; et de Toronto, en Ontario (en bleu), dont l’espérance de vie ajustée sur la santé à la naissance est de 73,7 ans pour les femmes et de 70,8 ans pour les hommes.
En ce qui concerne l’EVAS, les estimations médianes étaient de 70,8 ans (IC à 95 % : 70,6 à 71,1) chez les femmes et de 68,3 ans (IC à 95 % : 68,1 à 68,6) chez les hommes dans l’ensemble de SDR dont il est question. Statistique Canada a déclaré une EVAS de 69,7 ans de 2015 à 2017 pour les femmes et les hommes combinés à l’échelle nationaleNote 4. Pour les femmes, les SDR les plus susceptibles d’être représentatives de la médiane étaient les villes de Maple Ridge et d’Abbotsford (Colombie-Britannique). Pour les hommes, les SDR les plus susceptibles d’être représentatives de la médiane étaient le comté de Norfolk et la municipalité de Lakeshore (Ontario). Comme pour l’EV, l’EVAS des femmes était supérieure à celle des hommes dans toutes les SDR, et la différence moyenne était d’environ 2,5 ans (IC à 95 % : 1,3 à 3,8). L’écart de l’EVAS entre les SDR aux 5e et 95e centiles était d’environ 13,0 ans (IC à 95 % : 12,4 à 13,5) pour les femmes et 13,9 ans (IC à 95 % : 13,4 à 14,5) pour les hommes. L’écart de l’EVAS entre les SDR aux 25e et 75e centiles était d’environ 5,2 ans (IC à 95 % : 4,9 à 5,5) pour les femmes et 5,6 ans (IC à 95 % : 5,3 à 5,9) pour les hommes. En général, les SDR ayant une EV plus élevée à la naissance enregistraient également une EVAS plus élevée à la naissance (le coefficient de corrélation de rang τ de Kendall était de 0,64 pour les femmes et de 0,70 pour les hommes).
Validation des estimations de l’espérance de vie et de l’espérance de vie ajustée sur la santé pour les subdivisions de recensement
À la figure 2, on compare un sous-ensemble d’estimations au niveau de la SDR de l’EV et de l’EVAS à la naissance tirées de la présente étude aux données sur l’EV déjà publiées pour les régions sociosanitaires et aux estimations de l’EVAS calculées à l’aide des poids d’enquête de l’ESCC de 2019 et de 2020. Pour l’EV à la naissance, la différence moyenne absolue était de 0,28 an pour les femmes et de 0,01 an pour les hommes. L’écart entre les deux ensembles d’estimations de l’EV à la naissance des femmes et des hommes était, respectivement, de moins d’un an et de moins de 0,5 an dans les six SDR. Une différence notable dans l’EV à la naissance a été observée chez les femmes à Ottawa; l’EV de la circonscription sanitaire de la ville d’Ottawa était de 85,3 ans (IC à 95 % : 85,0 à 85,5), comparativement à 86,0 ans (IC à 95 % : 85,7 à 86,4) dans la SDR. Les différences moyennes absolues de l’EV à l’âge de 65 ans (données non présentées) étaient de 0,5 an pour les femmes et de 0,4 an pour les hommes; l’écart entre les deux ensembles d’estimations était de moins d’un an pour les six SDR.
Description de la figure 2
La figure 2 présente des comparaisons de l’espérance de vie et de l’espérance de vie ajustée sur la santé entre les estimations modélisées et les données utilisées pour la validation. La figure 2 est composée de quatre parties présentées en deux rangées et en deux colonnes. La rangée supérieure présente des diagrammes par points de l’espérance de vie à la naissance des femmes à gauche et de l’espérance de vie à la naissance des hommes à droite. La rangée inférieure présente des diagrammes de dispersion de l’espérance de vie ajustée sur la santé à la naissance des femmes à gauche et de celle des hommes à droite.
Pour les deux parties supérieures, l’axe vertical montre l’espérance de vie à la naissance de 75 ans à 90 ans et est commun à la partie des femmes (à gauche) et à celle des hommes (à droite). Les axes horizontaux présentent les six villes utilisées pour valider les estimations de l’espérance de vie à la naissance. De gauche à droite, ces villes sont Laval (Québec), Montréal (Québec), Toronto (Ontario), Ottawa (Ontario), Richmond (Colombie-Britannique) et Vancouver (Colombie-Britannique). Les deux parties présentent les estimations modélisées de l’espérance de vie à la naissance sous forme de points noirs, et les intervalles d’incertitude à 95 % sont représentés par des lignes verticales noires centrées sur les points; les données de l’espérance de vie à la naissance dans la région sociosanitaire sont présentées sous forme de points bleus, et les intervalles à 95 % correspondants sont représentés par des lignes verticales bleues. Pour chaque ville sur l’axe horizontal, les points noirs et bleus sont présentés côte à côte pour permettre la comparaison des estimations modélisées et des estimations pour les régions sociosanitaires. L’emplacement des points noirs et bleus est très semblable pour toutes les villes.
Pour les deux parties inférieures, l’axe vertical montre l’espérance de vie ajustée sur la santé à la naissance fondée sur les poids de l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes pour 49 subdivisions de recensement. L’axe vertical s’étend de 55 ans à 80 ans et est commun à la partie des femmes et à celle des hommes. Les axes horizontaux présentent les estimations modélisées de l’espérance de vie ajustée sur la santé à la naissance pour les mêmes 49 subdivisions de recensement. Les axes horizontaux s’étendent de 65 ans à 80 ans. Les axes horizontaux sont distincts pour la partie des femmes (à gauche) et celle des hommes (à droite). Dans la partie pour les femmes et celle pour les hommes, des points gris représentent la correspondance entre les deux ensembles d’estimations de l’espérance de vie ajustée sur la santé à la naissance; une ligne noire est superposée pour illustrer la corrélation entre les deux ensembles d’estimations. En général, les valeurs des deux ensembles d’estimations de l’espérance de vie ajustée sur la santé à la naissance sont semblables. Les points gris sont regroupés le long de la ligne noire dans la partie des femmes et celle des hommes. Dans la partie des hommes à droite, un point pour Sarnia (Ontario) est éloigné de la grappe de points gris, du fait d’une différence notable entre les estimations modélisées de la présente étude et la valeur calculée au moyen des poids de l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes. Plus précisément, les poids d’enquête indiquent une espérance de vie ajustée sur la santé à la naissance inférieure à celle découlant des estimations modélisées dans la présente étude. Ce point pour Sarnia (Ontario) est désigné par le nom de la subdivision de recensement.
Pour l’EVAS à la naissance, les deux ensembles d’estimations étaient positivement corrélés (r de Pearson = 0,85 pour les femmes et 0,89 pour les hommes) et présentaient des différences moyennes absolues de 1,2 an pour les femmes et de 1,3 an pour les hommes. La plus grande différence dans l’EVAS à la naissance concernait les hommes de Sarnia (Ontario); l’estimation était de 65,8 ans dans la présente étude, comparativement à 57,8 ans selon les poids d’enquête de l’ESCC. L’écart entre les deux ensembles d’estimations de l’EVAS à la naissance chez les femmes et les hommes était, respectivement, de moins de 4,3 ans et de moins de 3,0 ans pour l’ensemble de 49 SDR (à l’exclusion de Sarnia, en Ontario). La différence moyenne absolue entre les deux ensembles d’estimations de l’EVAS à l’âge de 65 ans (données non présentées) était de 0,7 an pour les femmes et les hommes; l’écart entre les deux ensembles d’estimations était de moins de 3,5 ans pour les femmes et de moins de 2,3 ans pour les hommes pour les 49 SDR.
Espérance de vie, espérance de vie ajustée sur la santé et caractéristiques des subdivisions de recensement
Le tableau 1 montre les coefficients de corrélation de rang τ de Kendall entre l’EV, l’EVAS et la proportion d’années de vie en pleine santé à la naissance et les quatre caractéristiques de la SDR. Les trois mesures d’EV pour les femmes et les hommes étaient positivement corrélées avec la proportion de personnes âgées de 25 à 64 ans ayant suivi des études postsecondaires. L’EV et l’EVAS étaient positivement corrélées avec la taille de la population et le revenu moyen après impôt des familles économiques, mais elles étaient négativement corrélées avec la proportion d’années de vie en pleine santé. La densité de population présentait les corrélations les plus faibles avec l’EV et l’EVAS.
| Espérance de vie à la naissance |
Espérance de vie ajustée sur la santé à la naissance |
Proportion d’années de vie en pleine santé |
||||
|---|---|---|---|---|---|---|
| Femmes | Hommes | Femmes | Hommes | Femmes | Hommes | |
| Taille de la population | 0,12Note * | 0,12Note * | 0,10Note * | 0,11Note * | -0,02 | 0,00 |
| Densité de population (nombre de personnes par kmTableau 1 Note 2) | -0,04 | -0,04Note * | 0,01 | 0,01 | 0,06Note * | 0,10Note * |
| Revenu moyen après impôt des familles économiques ($) | 0,11Note * | 0,11Note * | 0,03 | 0,04 | -0,07Note * | -0,07Note * |
| Personnes âgées de 25 à 64 ans ayant fait des études postsecondaires (%) | 0,24Note * | 0,27Note * | 0,35Note * | 0,36Note * | 0,32Note * | 0,34Note * |
|
||||||
Discussion
La présente étude a permis d’élaborer, de valider et de décrire le premier ensemble d’estimations de l’EV et de l’EVAS à l’échelle municipale au Canada. Même si l’EV et l’EVAS sont des indicateurs de la santé communs suivis par de nombreux organismes internationaux, nationaux et infranationaux, aucune étude antérieure n’avait permis de produire des estimations de l’EV et de l’EVAS pour les villes canadiennes ou les secteurs administratifs équivalents. À la suite d’études antérieures dans des contextes internationaux où l’on analyse les indicateurs de la santé pour de petits domaines et des contextes où les données sont raresNote 16, Note 17, Note 30, Note 31, une combinaison de modèles multiniveau et de méthodes de poststratification a été appliquée dans la présente étude pour produire des taux de mortalité, des scores de l’indice HUI3 et des estimations de l’EV et de l’EVAS stables selon le sexe, le groupe d’âge et la SDR.
Pour comparer les estimations de l’EV et de l’EVAS produites dans le cadre de la présente étude à des données publiées auparavant, l’EV à la naissance a été validée par rapport aux données de 2015 à 2017 pour six régions sociosanitaires géographiquement semblables, et l’EVAS à la naissance a été validée par rapport à l’EVAS à la naissance calculée à l’aide des poids d’enquête de l’ESCC. Dans l’ensemble, les estimations de l’EV et de l’EVAS dérivées des taux de mortalité et des scores de l’indice HUI3 modélisés étaient semblables aux données de validation. Toutefois, les deux ensembles d’estimations de l’EVAS présentaient des différences beaucoup plus importantes que les estimations de l’EV. Cela est probablement attribuable à l’incertitude découlant de l’utilisation de données d’enquête nationales pour l’estimation sur petits domaines. À titre d’illustration, on note une différence de huit ans entre les estimations de l’EVAS à la naissance fondées sur le modèle et celles fondées sur les poids d’enquête pour les hommes de Sarnia (Ontario). Cet écart peut s’expliquer par les scores de l’indice HUI3 pour les hommes âgés de 25 à 44 ans; les poids de l’ESCC indiquent un score au niveau de la SDR de 0,53 pour cette strate, comparativement à un score de 0,85 à l’aide des méthodes de régression multiniveau et de poststratification. À titre de référence, le score moyen de l’indice HUI3 pour les hommes âgés de 25 à 44 ans dans le sous-ensemble de 49 SDR utilisé pour la validation de l’EVAS à la naissance était de 0,88 à l’aide des poids d’enquête de l’ESCC ainsi que de la régression multiniveau et de la poststratification.
Les estimations de l’EV et de l’EVAS au niveau de la SDR produites dans le cadre de la présente étude peuvent être pertinentes pour les administrations publiques, les organismes de santé publique et les chercheurs souhaitant comprendre la santé, le bien-être et la qualité de vie au Canada. L’étude ne fournit qu’un bref examen des façons dont ces données au niveau des SDR peuvent faire progresser les connaissances sur la variation de l’EV et de l’EVAS entre ces régions géographiques locales et les raisons de cette variation. Par exemple, la présente étude montre que les écarts en matière d’EV entre les SDR étaient plus grands chez les hommes que chez les femmes; en comparant les SDR des 95e et 5e centiles et les SDR des 75e et 25e centiles, on révèle dans l’étude que les écarts pour l’EV des hommes étaient, respectivement, supérieurs de 1,3 an (IC à 95 % : 0,7 à 1,9) et de 0,6 an (IC à 95 % : 0,3 à 0,8) aux écarts pour l’EV des femmes. Des constatations semblables ont été observées pour des régions ou des sous-régions en AngleterreNote 14, aux États-UnisNote 47 et au Québec (Canada)Note 5. Elles peuvent indiquer des caractéristiques associées seulement à la mortalité chez les hommes (p. ex. les possibilités d’emploi dans les SDR et les risques professionnels correspondantsNote 48). De même, les analyses de corrélation donnent à penser que le fait d’avoir suivi des études postsecondaires présente les corrélations positives les plus fortes avec l’EV, l’EVAS et la proportion d’années de vie en pleine santé à la naissance, et que ces corrélations sont plus élevées chez les hommes que chez les femmes. Ce constat reflète des études antérieures illustrant l’importance de la scolarité et des conditions socioéconomiques connexes pour expliquer la variabilité de ces trois indicateurs de la santé dans des contextes canadiensNote 2 et internationauxNote 46.
Points forts, limites et études futures
Les points forts de la présente étude étaient l’utilisation de données administratives et de données d’enquête détaillées et de grande qualité, d’une mesure validée de l’état de santé fonctionnel et de méthodes de modélisation statistique qui, selon ce qui a été démontré, permettent de produire des estimations fiables de quantités au niveau de la population et de petits domaines à partir d’enquêtes nationales sur la santé. Malgré la rareté des sources de données pour valider des estimations au niveau de la SDR, un point fort supplémentaire de la présente étude est la comparaison des estimations de l’EV avec des données déjà publiées et des estimations de l’EVAS avec les résultats d’une autre approche analytique.
Premièrement, une limite de la présente étude est que la base de sondage de l’ESCC de 2019 et de 2020 exclut les personnes vivant en établissement institutionnel; par conséquent, les estimations de l’EVAS élaborées dans l’étude pourraient être plus élevées que les valeurs réelles, en particulier dans les SDR comptant de grands hôpitaux ou des établissements correctionnelsNote 36. Dans de futures études, on pourrait envisager d’analyser l’EVAS pour des sous-régions à l’aide de données de l’ESCC et sur les personnes vivant en établissement institutionnel. Deuxièmement, la présente étude ne fournit pas d’estimations de l’EV et de l’EVAS pour toutes les SDR au Canada en raison de petites tailles de population et de la couverture limitée de l’ESCC en 2019 et en 2020. L’agrégation d’années supplémentaires permettrait de prendre en compte davantage de SDR, mais entraînerait une remise en question de l’inférence temporelle et obscurcirait les tendances chronologiques. Troisièmement, la présente étude ne tient pas compte de la variabilité des scores de l’indice HUI3 au sein des groupes d’âge ou de caractéristiques associées aux scores de l’indice HUI3 non prises en compte dans le recensement, comme les comportements influant sur la santéNote 36. De futurs travaux de recherche pourraient porter sur l’élaboration d’approches de modélisation intégrant d’autres sources de données ou les structures de corrélation entre des catégories plus précisesNote 49, Note 50.
De futures études pourraient également permettre d’examiner les associations entre l’EV, l’EVAS et la proportion d’années de vie en pleine santé au niveau de la SDR et plusieurs caractéristiques sociodémographiques et économiques et plusieurs caractéristiques liées à l’environnement bâti, afin de mieux comprendre la variation de ces mesures à l’échelle du Canada et les raisons qui l’expliquent. Pour faire progresser davantage l’utilisation des enquêtes nationales sur la santé afin de mesurer la santé de la population locale, il pourrait être utile d’examiner les seuils de population pour lesquels l’EV et l’EVAS peuvent être estimées de façon fiable, ainsi que des comparaisons méthodologiques entre l’approche élaborée dans la présente étude et les estimations produites à l’aide de méthodes au niveau du domaine (p. ex. les modèles Fay-Herriot) déjà appliquées pour créer des indicateurs de la santé sur petits domaines à l’aide des données de l’ESCCNote 51, Note 52. Enfin, des analyses des tendances spatio-temporelles de l’EV, de l’EVAS et d’autres indicateurs de la santé globalement et propres au sexe au niveau de la SDR pourraient aider à comprendre l’évolution de la santé des populations locales au fil du temps et les répercussions des caractéristiques sociodémographiques, des politiques et des situations d’urgence en matière de santé publique propres au lieu et au moment (p. ex. la pandémie de COVID-19 ou les crises de surdoses de drogues).
| Groupe d’âge | Femmes | Hommes | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|
| Taux de mortalité (pour 1 000 habitants) | SDR sans décès | Taux de mortalité (pour 1 000 habitants) | SDR sans décès | |||
| moyenne | écart-type | pourcentage | moyenne | écart-type | pourcentage | |
| Moins de 1 an | 4,84 | 20,13 | 71,56 | 5,44 | 15,26 | 66,91 |
| 1 à 4 ans | 0,16 | 1,11 | 91,85 | 0,19 | 1,16 | 90,55 |
| 5 à 9 ans | 0,06 | 0,68 | 93,73 | 0,09 | 0,60 | 92,50 |
| 10 à 14 ans | 0,10 | 0,72 | 93,00 | 0,15 | 0,90 | 90,22 |
| 15 à 19 ans | 0,34 | 1,47 | 83,13 | 0,61 | 1,81 | 74,74 |
| 20 à 24 ans | 0,50 | 2,06 | 79,06 | 1,08 | 2,81 | 63,49 |
| 25 à 29 ans | 0,56 | 2,43 | 76,12 | 1,68 | 3,97 | 57,38 |
| 30 à 34 ans | 0,63 | 1,95 | 72,21 | 1,51 | 3,35 | 56,64 |
| 35 à 39 ans | 0,96 | 2,42 | 65,28 | 1,77 | 3,57 | 52,89 |
| 40 à 44 ans | 1,12 | 2,78 | 61,45 | 2,22 | 3,99 | 47,60 |
| 45 à 49 ans | 1,77 | 3,07 | 50,53 | 2,99 | 4,90 | 38,79 |
| 50 à 54 ans | 2,93 | 4,63 | 36,02 | 4,36 | 5,33 | 26,08 |
| 55 à 59 ans | 4,32 | 4,52 | 20,70 | 6,77 | 6,63 | 12,14 |
| 60 à 64 ans | 6,68 | 6,05 | 13,20 | 10,45 | 8,96 | 6,76 |
| 65 à 69 ans | 10,13 | 8,38 | 8,07 | 16,24 | 14,17 | 3,50 |
| 70 à 74 ans | 16,43 | 12,22 | 5,46 | 24,68 | 15,92 | 2,77 |
| 75 à 79 ans | 27,85 | 18,25 | 3,75 | 41,11 | 35,35 | 2,69 |
| 80 à 84 ans | 51,40 | 44,08 | 3,91 | 71,88 | 54,40 | 2,12 |
| 85 à 89 ans | 95,47 | 75,65 | 4,40 | 134,00 | 94,91 | 2,04 |
| 90 ans et plus | 234,92 | 157,64 | 0,00 | 277,56 | 187,57 | 0,00 |
|
Note : SDR = subdivision de recensement. Sources : Statistique Canada, Base canadienne de données de l’état civil – Décès et données sur la population, 2019 et 2020. |
||||||
| Groupe d’âge | Femmes | Hommes | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|
| Score de l’indice HUI3 |
SDR sans répondant | Score de l’indice HUI3 |
SDR sans répondant | |||
| moyenne | écart-type | pourcentage | moyenne | écart-type | pourcentage | |
| 12 à 24 ans | 0,86 | 0,20 | 67,73 | 0,88 | 0,17 | 67,56 |
| 25 à 64 ans | 0,87 | 0,19 | 73,26 | 0,89 | 0,18 | 68,38 |
| 45 à 64 ans | 0,82 | 0,23 | 79,14 | 0,84 | 0,22 | 77,26 |
| 65 à 79 ans | 0,81 | 0,23 | 84,52 | 0,83 | 0,22 | 62,56 |
| 80 ans et plus | 0,70 | 0,28 | 61,94 | 0,73 | 0,28 | 53,38 |
|
Notes : HUI3 = Health Utilities Index Mark 3; SDR = subdivision de recensement. Source : Statistique Canada, Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes, 2019 et 2020. |
||||||
Annexe C
Renseignements supplémentaires concernant la modélisation multiniveau des taux de mortalité
On a supposé que le nombre de décès pour le sexe i (= hommes, femmes), le groupe d’âge j (= 1, …, 20) et la subdivision de recensement k (= 1, …, 1 227) suivait une vraisemblance binomiale conditionnelle à des taux de mortalité inconnus et à des chiffres de population connus : . Comme le modèle 1 le décrit, les taux de mortalité selon le sexe ont été modélisés (sur l’échelle logit) en fonction d’une ordonnée à l’origine globale ( ) et de quatre ensembles de termes d’effet aléatoire représentant la variation des taux de mortalité entre les groupes d’âge ( ), les subdivisions de recensement ( ), les régions sociosanitaires ( pour la subdivision de recensement k emboîtée dans la région sociosanitaire r = 1, …, 99), et l’interaction entre les groupes d’âge et les subdivisions de recensement ( ). À la suite d’études antérieures ayant permis d’observer différentes tendances de mortalité selon l’âge chez les femmes et les hommes1, les ont été modélisés séparément, tandis que l’on a permis la corrélation des entre les femmes et les hommes. Des distributions a priori normales ayant des moyennes de moins cinq et des écarts-types de trois ont été attribuées aux . Cela correspond à une hypothèse a priori selon laquelle les taux de mortalité moyens globaux (pour tous les groupes d’âge et toutes les subdivisions de recensement) étaient d’environ 0,007 pour 100. Des distributions a priori normales ont été attribuées aux termes d’effet aléatoire , , , et selon le sexe et avaient des moyennes de zéro et des écarts-types inconnus de , , , et , respectivement. Des distributions a priori positives demi-normales ayant des moyennes de zéro et des écarts-types de un ont été attribuées aux écarts-types2.
(1)
Annexe D
Renseignements supplémentaires concernant la modélisation multiniveau des scores de l’indice Health Utilities Index Mark 3
On a supposé que le score de l’indice Health Utilities Index Mark 3 pour la personne s suivait une distribution normale de moyenne et d’écart-type global . Les ont été modélisées en fonction d’une ordonnée à l’origine globale ( ), d’une covariable représentant les répondants masculins ( ) et de termes d’effet aléatoire pour les groupes d’âge ( ), l’interaction entre le sexe et le groupe d’âge ( ), le niveau de scolarité ( ), l’état matrimonial ( ), la propriété du logement ( ), le statut d’immigrant ( ), la subdivision de recensement ( ), la région sociosanitaire ( ) ainsi que la province ou le territoire de résidence ( ) (équation 2). Une distribution a priori normale ayant une moyenne de zéro et un écart-type de un a été attribuée au coefficient. Une distribution a priori normale ayant une moyenne de zéro et un écart-type inconnu a été attribuée à chacun des termes d’effet aléatoire : pour les groupes d’âge, pour l’intersection du sexe et du groupe d’âge, pour le niveau de scolarité, pour l’état matrimonial, pour la propriété du logement, pour le statut d’immigrant, pour les subdivisions de recensement, pour les régions sociosanitaires et pour les provinces et territoires. Des distributions a priori positives demi-normales ayant des moyennes de zéro et des écarts-types de un ont été attribuées aux écarts-types2 .
(2)
| Femmes | Hommes | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| moyenne a posteriori | 2 5e centile | 97 5e centile | Ȓ | moyenne a posteriori | 2 5e centile | 97 5e centile | Ȓ | |
| Ordonnée à l’origine (= exp(αi) / (1 + exp(αi))) | 0,004 | 0,003 | 0,004 | 1,00 | 0,005 | 0,004 | 0,005 | 1,00 |
| Écart-type des termes d’effet aléatoire | ||||||||
| Groupe d’âge (σλi) | 2,22 | 1,74 | 2,88 | 1,01 | 2,19 | 1,66 | 2,87 | 1,00 |
| Subdivision de recensement (σγi) | 0,37 | 0,36 | 0,39 | 1,00 | 0,38 | 0,36 | 0,40 | 1,00 |
| Groupe d’âge-subdivision de recensement (σξi) | 0,21 | 0,20 | 0,22 | 1,01 | 0,19 | 0,18 | 0,19 | 1,00 |
| Région sociosanitaire (σθi) | 0,01 | 0,00 | 0,04 | 1,00 | 0,04 | 0,03 | 0,05 | 1,01 |
| Corrélation entre σγfemmes et σγhommes | 0,99 | 0,99 | 1,00 | 1,00 | 0,99 | 0,99 | 1,00 | 1,00 |
| Sources : Statistique Canada, Base canadienne de données de l’état civil – Décès et données sur la population. | ||||||||
| Terme du modèle | Moyenne a posteriori | 2 5e centile | 97 5e centile | Ȓ |
|---|---|---|---|---|
| Ordonnée à l’origine (α) | 0,78 | 0,62 | 0,96 | 1,00 |
| Coefficient pour les répondants de sexe masculin (β) | 0,01 | 0,00 | 0,02 | 1,01 |
| Écart-type global (σ) | 0,22 | 0,21 | 0,22 | 1,00 |
| Écarts-types des termes d’effet aléatoire | ||||
| Groupe d’âge (σλ) | 0,09 | 0,04 | 0,24 | 1,00 |
| Sexe-groupe d’âge (σκ) | 0,01 | 0,01 | 0,02 | 1,00 |
| Niveau de scolarité (σξ) | 0,04 | 0,01 | 0,15 | 1,00 |
| État matrimonial (σν) | 0,03 | 0,01 | 0,11 | 1,00 |
| Propriété du logement (σω) | 0,08 | 0,02 | 0,27 | 1,00 |
| Statut d’immigrant (συ) | 0,04 | 0,01 | 0,15 | 1,00 |
| Subdivision de recensement (σγ) | 0,01 | 0,00 | 0,01 | 1,00 |
| Région sociosanitaire (σθ) | 0,01 | 0,01 | 0,01 | 1,00 |
| Province (ση) | 0,02 | 0,01 | 0,04 | 1,00 |
| Source : Statistique Canada, Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes, 2019 et 2020. | ||||
| Subdivision de recensement | Région sociosanitaire |
|---|---|
| Toronto (Ontario) | Circonscription sanitaire de la cité de Toronto |
| Hamilton (Ontario) | Circonscription sanitaire de la cité de Hamilton |
| Ottawa (Ontario) | Circonscription sanitaire de la ville d’Ottawa |
| Richmond (Colombie-Britannique) | Richmond Health Service Delivery Area |
| Vancouver (Colombie-Britannique) | Vancouver Health Service Delivery Area |
| Laval (Québec) | Région de Laval |
| Montréal (Québec) | Région de Montréal |
| Abbotsford (Colombie-Britannique) | Brandon (Manitoba) |
|---|---|
| Burlington (Ontario) | Calgary (Alberta) |
| Cap-Breton (Nouvelle-Écosse) | Charlottetown (Île-du-Prince-Édouard) |
| Chatham-Kent (Ontario) | Edmonton (Alberta) |
| Fredericton (Nouveau-Brunswick) | Gatineau (Québec) |
| Grand Sudbury (Ontario) | Halifax (Nouvelle-Écosse) |
| Hamilton (Ontario) | Kamloops (Colombie-Britannique) |
| Kelowna (Colombie-Britannique) | Kingston (Ontario) |
| Laval (Québec) | Lethbridge (Alberta) |
| London (Ontario) | Markham (Ontario) |
| Medicine Hat (Alberta) | Mississauga (Ontario) |
| Moncton (Nouveau-Brunswick) | Montréal (Québec) |
| Moose Jaw (Saskatchewan) | Nanaimo (Colombie-Britannique) |
| Comté de Norfolk (Ontario) | Oakville (Ontario) |
| Ottawa (Ontario) | Peterborough (Ontario) |
| Prince George (Colombie-Britannique) | Québec (Québec) |
| Red Deer (Alberta) | Regina (Saskatchewan) |
| Richmond (Colombie-Britannique) | Saguenay (Québec) |
| Sarnia (Ontario) | Saskatoon (Saskatchewan) |
| Sherbrooke (Québec) | St. Catharines (Ontario) |
| St. John’s (Terre-Neuve-et-Labrador) | Comté de Strathcona (Alberta) |
| Surrey (Colombie-Britannique) | Thunder Bay (Ontario) |
| Toronto (Ontario) | Trois-Rivières (Québec) |
| Vancouver (Colombie-Britannique) | Windsor (Ontario) |
| Winnipeg (Manitoba) |
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