2. Indicateurs de l'état de santé fondés sur les statistiques de l'état civil (Statistique Canada)

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Pour plus de renseignements sur les Statistique de l’état civil vous pouvez consultez : la base de données sur les naissances, la base de données sur les décès et la base de données sur les mortinaissances.

2.1 Statistiques provinciales sur l’état civil et sur le cancer

Le produit des Indicateurs de la santé contient huit indicateurs basés sur les statistiques de l’état civil ou les statistiques sur le cancer et calculés aux niveaux national, provincial ou territorial uniquement, d’après de longues séries chronologiques. Les méthodes utilisées pour produire ces indicateurs pourraient différer de celles suivies pour calculer les indicateurs au niveau de la région sociosanitaire (voir la section 2.2 plus loin). Les données produites aux niveaux provincial et régional correspondent aux mêmes indicateurs, mais les nombres ou les taux pourraient différer à cause de différences entre les méthodes de calcul. L’une des différences importantes tient au fait que les indicateurs provinciaux sont fondés sur les données recueillies pour une seule année de référence, tandis que les indicateurs régionaux sont fondés sur des moyennes sur trois ans (pour plus de précisions, voir la section 2.2). Pour cette raison, en plus d'autres différences méthodologiques, il est déconseillé de faire des comparaisons entre ces deux catégories de données.

Les indicateurs provinciaux de la santé incluent les données chronologiques nationales/ provinciales/ territoriales uniquement sur l’espérance de vie, le faible poids de naissance, le taux de mortalité normalisé selon l’âge, les années potentielles de vie perdues et l’incidence du cancer.

Les taux de mortalité normalisés selon l’âge sont calculés en utilisant la méthode directe présentée dans la section 2.2.2.

L’espérance de vie est calculée selon la méthode de Greville, qui est l'une des méthodes généralement reconnues de production des tables de mortalité¹. Ces données provinciales/ territoriales sur l’espérance de vie sont fondées sur des chiffres de mortalité et de population correspondant à trois années de référence. Bien qu’elles diffèrent, les méthodes de calcul de l’espérance de vie de Greville, de Chiang et de Keyfitz produisent des résultats comparables².

Les indicateurs qui présentent des données de l’état civil au niveau provincial pour le faible poids à la naissance et la mortalité infantile sont fondés sur une seule année de données.

Le nombre d’années potentielles de vie perdues (APVP) est calculé de la même façon au niveau provincial/ territorial qu'au niveau régional selon la méthode décrite plus loin à la section 2.2.9, à l’exception qu’ici les calculs sont basés sur une seule année de données.

2.2 Indicateurs régionaux fondés sur les statistiques de l'état civil

Le calcul des taux se fonde sur le lieu de résidence pour les indicateurs calculés d’après les données sur la natalité et sur la mortalité.

Les indicateurs compris dans le présent produit (sauf les indicateurs de niveau provincial uniquement décrits plus haut) qui ont trait aux statistiques de l’état civil reposent sur des données recueillies sur une période de trois ans, tant au numérateur qu’au dénominateur. Ainsi, pour la plupart des statistiques reliées aux naissances (par exemple, le faible poids à la naissance), les indicateurs se fondent sur les données recueillies au cours de trois années, et ce, au numérateur comme au dénominateur. De même, en ce qui concerne la mortalité infantile et périnatale, le nombre de décès ou de mortinaissances enregistré sur une période de trois ans est divisé par le nombre de naissances observé pour les trois années correspondantes. Pour la mortalité et l’espérance de vie, on divise le nombre de décès relevé sur une période de trois ans (par exemple 2000 à 2002) par le chiffre de population pour l’année médiane (par exemple 2001) multiplié par trois. Pour le titre des tableaux plus anciens qui présentent les statistiques de l’état civil, l’année mentionnée est l'année médiane.

2.2.1 Mesures de la qualité des données régionales : intervalles de confiance

Toutes les données présentées sont assorties d’un intervalle de confiance (IC) à 95 %. L’intervalle de confiance témoigne du degré de variabilité du taux. La variabilité des taux présentés est d'autant plus forte que l’intervalle de confiance est grand; aussi faut–il interpréter et comparer ces taux avec prudence. Certains taux comparatifs n’ont pas été divulgués en raison du très petit nombre d’observations et de l’extrême variabilité qu’on leur associe. L’intervalle de confiance peut également servir à déterminer si un taux dans une région sociosanitaire donnée est inférieur, supérieur ou égal sur le plan statistique à celui d’une autre région pour un même indicateur.

Les intervalles de confiance associés aux taux comparatifs ont été calculés selon la méthode de Spiegelman³.

où,

représente la population type (voir la section 2.2.2),

représente la population type selon l’âge,

représente le groupe d’âge (groupes d’âge par tranche de cinq ans),

représente l’estimation de la population pour le groupe d’âge correspondant.

représente le taux brut de mortalité selon l’âge.

Note(s) : lorsque l'on utilise les données recueillies pour n années, une différente expression est utilisée pour .

,

ou est égal à l’ensemble des décè pour l’an i pour le groupe d’âge x

Les intervalles de confiance associés aux comptes bruts, aux taux bruts et aux données sur les naissances ont été calculés selon la méthode de Fleiss⁴. Dans cette formule, la limite inférieure de l’intervalle de confiance (IC) est contrainte par la valeur zéro , ce qui signifie que l’écart entre le taux et la limite inférieure de l’ IC ne correspond pas toujours à l'écart entre le taux et la limite supérieure de l’ IC.

Limite inférieure

Limite supérieure

où,

n représente le nombre d'événements,

p représente la proportion ou le taux,

c représente l'erreur-type (1,96 au niveau de confiance à 95 %),

q = (1 - p).

Ne pas oublier que n représente le nombre d’événements relevés sur trois ans et , , où pop correspond au nombre d’années de vie sur une période de trois ans.

2.2.2 Taux normalisés selon l'âge (taux comparatifs)

Les taux de mortalité, sauf les taux bruts, les années potentielles de vie perdues (AVPV) et les taux de mortalité infantile et périnatale, ainsi que les taux d’incidence du cancer et certaines données de l’ ICIS, sont normalisés selon l'âge (taux comparatifs) par la méthode directe en prenant pour référence la structure par âge de la population qui prévalait lors du Recensement de la population du Canada de 1991. L’utilisation d’estimations démographiques correspondant à une population type permet de calculer des taux dont la comparaison est plus significative, car ils sont corrigés pour la variation de la structure par âge de la population au fil du temps ainsi que d'une région à l’autre.

Tableau 5 Taux normalisés selon l'âge (taux comparatifs)

Âge (en années)	Population type
Moins d’un an	403 061
1 à 4 ans	1 550 285
5 à 9 ans	1 953 045
10 à 14 ans	1 913 115
15 à 19 ans	1 926 090
20 à 24 ans	2 109 452
25 à 29 ans	2 529 239
30 à 34 ans	2 598 289
35 à 39 ans	2 344 872
40 à 44 ans	2 138 891
45 à 49 ans	1 674 153
50 à 54 ans	1 339 902
55 à 59 ans	1 238 441
60 à 64 ans	1 190 217
65 à 69 ans	1 084 588
70 à 74 ans	834 024
75 à 79 ans	622 221
80 à 84 ans	382 303
85 à 89 ans	192 410
90 ans et plus	95 467
Source (s) : Statistique Canada no 84F0208XPB au catalogue, Causes de décès 1997.

La formule pour le calcul du taux de mortalité normalisé selon l'âge r est :

où, pour le groupe d’âge i,

  représente le nombre de décès selon le groupe âge–sexe,

 représente la taille de la population pour une cause de décès et une région géographique particulières,

  est le coefficient de pondération pour ce groupe.

Note(s) : on utilise le même coefficient de pondération pour les hommes et pour les femmes. Pour obtenir un taux pour 100 000 habitants, on multiplie r par 100 000.

Les intervalles de confiance pour l’incidence du cancer normalisé selon l’âge sont produits selon la méthode présentée dans Estève et al⁵.

2.2.3 Codage géographique (géocodage) au niveau de la région sociosanitaire

Les données sur les naissances et sur la mortalité ont été reliées aux régions sociosanitaires au moyen du code postal déclaré avec le lieu de résidence et converties à l’échelle de la géographie du recensement grâce au système automatisé de géocodage (FCCP+⁶) mis au point par la Division de la statistique de la santé de Statistique Canada. Les nombres et les taux des tableaux qui utilisent ce géocodage peuvent être différents de ceux présentés dans les tableaux semblables qui utilisent des données de l’état civil.

Lorsque les codes postaux étaient inaccessibles ou non valides, des mesures additionnelles étaient prises pour attribuer des enregistrements aux régions sociosanitaires à l'aide des codes de subdivision de recensement pour les lieux de résidence enregistrés dans la base de données nationale sur la natalité et la mortalité. Les données sur les mortinaissances, utilisées pour calculer la mortalité périnatale, étaient liées aux régions sociosanitaires uniquement à l’aide de codes de subdivision de recensement.

2.2.4 Données sur la natalité

Le faible poids à la naissance est calculé comme le nombre de naissances vivantes pour lesquelles le poids du nouveau-né à la naissance est inférieur à 2 500 grammes. Le poids élevé à la naissance est calculé comme le nombre de naissances vivantes pour lesquelles le poids du nouveau-né à la naissance est de 4 500 grammes ou plus. Les taux pour ces indicateurs sont calculés en divisant le compte par le nombre de naissances vivantes dont le poids à la naissance est connu.

Les calculs pour les comptes et taux pour les indicateurs Petits et Gros pour l’âge gestationnel sont fondés sur le tableau des poids à la naissance pour l’âge gestationnel qui se trouve dans Kramer et al. “A New and Improved Population-based Canadian Reference for Birth Weight for Gestational age”⁷. Les comptes pour Petit pour l’âge gestationnel incluent les naissances vivantes dont le poids à la naissance était inférieur au 10e percentile des poids à la naissance pour le même sexe et le même âge gestationnel en semaines. Les comptes pour Gros pour l’âge gestationnel incluent les naissances vivantes dont le poids à la naissance était supérieur au 90e percentile des poids à la naissance pour le même sexe et le même âge gestationnel en semaines. Les taux pour ces indicateurs sont calculés en divisant le compte par le nombre de naissances vivantes uniques avec un âge gestationnel de 22 à 43 semaines.

Les naissances prématurées sont calculées comme le nombre de naissances vivantes pour lesquelles l'âge gestationnel du nouveau-né à la naissance est inférieur à 37 semaines. Le taux est calculé en divisant le compte par le nombre de naissances vivantes dont le poids à la naissance est connu.

La mortalité infantile est calculée comme le nombre de décès d’enfants de moins d’un an. Le taux est calculé en divisant le compte par le nombre de naissances vivantes.

La mortalité périnatale est calculé comme le nombre de mortinaissances avec un âge gestationnel de 28 semaines et plus ajoutés au nombre de décès d’enfants âgés de moins d’une semaine. Le taux est calculé en divisant le compte par le total des mortinaissances avec un âge gestationnel de 28 semaines et plus et de toutes les naissances vivantes.

2.2.5 Espérance de vie 

Cette variable a été calculée en utilisant les tables de survie abrégées établies selon la méthode de Chiang. Les estimations reposent sur les données sur la mortalité recueillies sur une période de trois années (par exemple de 2000 à 2002) ainsi que sur les estimations de la population cumulées pour la même période. Établies par tranche d'âge de cinq ans (au lieu d’année d’âge unique), les tables abrégées sont produites d’après les données démographiques et les taux de mortalité. Étant donné la plus forte variabilité du nombre d’événements observés selon l’âge dans les petites régions géographiques, les tables de survie abrégées se prêtent mieux à l’adaptation à l’échelle infraprovinciale (région sociosanitaire). Plus précisément, la méthode de Chiang a été retenue parce qu’il est assez facile de l’adapter aux données recueillies à l’échelle de la région sociosanitaire et d’y inclure le calcul de l’erreur type (qui, ici, rend compte de la variabilité du nombre de décès d'une année à l’autre).

2.2.6 Espérance de vie sans incapacité (EVSI) (Auparavant nommé « Espérance de vie sans limitation d'activité »

Les estimations de l'espérance de vie sans incapacité d’activité sont calculées selon la méthode de Sullivan⁸. Il s’agit essentiellement d'une généralisation de la méthode de Chiang⁹ .

La méthode de Sullivan consiste à s’appuyer sur les taux d'incapacité au sein d’une population, selon le sexe et le groupe d’âge, pour calculer l’espérance de vie avec une incapacité. Dans le cas des personnes placées en établissement de santé, on a supposé qu’elles avaient toutes au moins une incapacité. Pour les personnes placées dans d’autres types d’établissements, on a supposé que le taux d'incapacité, selon le sexe et le groupe d’âge, était le même que pour la population vivant en ménages privés.

L’espérance de vie sans incapacité représente la différence entre l’espérance de vie et l’espérance de vie avec une incapacité. Les erreurs–types relatives aux estimations de l’espérance de vie sans incapacité et, par conséquent, les limites inférieures et supérieures des intervalles de confiance relatifs à ces estimations, sont basées sur la méthode de Colin Mathers¹⁰ , qui tient compte à la fois des fluctuations stochastiques des taux de décès observés et de la variabilité d’échantillonnage des taux de limitations d'activité.

À noter : Les données sur les incapacités proviennent du Recensement de la population de 1996. Les questions sur les incapacités provenant du Recensement de la population servent généralement à établir l’échantillon de l’Enquête postcensitaire sur la santé et les limitations d’activité. Vu la décision de ne pas mener cette enquête en 1996, les données sur les incapacités du Recensement de la population de 1996 n’ont été ni vérifiées, ni imputées. Plus précisément, aucune vérification n’a été faite pour s’assurer que les données étaient complètes et cohérentes, et, par conséquent, aucune correction n’y a été apportée. De plus, ces données n’ont pas été ajustées pour tenir compte du sous–dénombrement de la population.

Évidemment, les estimations de l’espérance de vie sans incapacité varient selon les concepts sur lesquels elles se fondent et, par conséquent, selon les enquêtes à partir desquelles elles sont produites.

Espérance de vie sans limitation d'activité (EVSLA) (Volume 2001, nos 1 et 2) : Pour ces deux numéros, l'incapacité est définie comme étant « une forme quelconque d'incapacité ou de handicap ».

Espérance de vie sans limitation d'activité (EVSLA) (Volume 2001, no 3 et numéros subséquents) : l'incapacité est définie comme étant « une limitation dans les activités faites à la maison, au travail ou à l'école ». Cette définition diffère de celle utilisée dans les numéros précédents des Indicateurs de la santé, car elle exclut toute limitation qui ne concerne que les activités faites en dehors de la maison, du travail et de l’école. De même, elle exclut les personnes qui ont déclaré avoir une forme quelconque de handicap autre qu’une incapacité.

2.2.7 Espérance de vie ajustée sur l’incapacité (EVAI) (Auparavant nommé « Espérance de vie ajustée sur la santé »)

L’espérance de vie ajustée sur l’incapacité (EVAI) est semblable à l' EVSI puisqu’il s’agit de deux mesures qui font appel au concept de qualité de la vie et toutes deux reposent sur des données touchant la mortalité et la limitation d’activité. Cependant, l’EVAI est une mesure du nombre d’années qu’une personne peut s'attendre à vivre, laquelle mesure a été pondérée pour tenir compte de quatre états de santé définis en fonction de la limitation d’activité. Ces états de santé sont, par ordre décroissant de poids :

(1) aucune limitation d'activité,
(2) limitation d’activité dans les loisirs ou dans les transports,
(3) limitation d’activité au travail, à la maison ou à l’école, et
(4) placement dans un établissement de soins de santé. De façon plus précise, l'état no 1 a un poids de 1,0, l’état no 2 a un poids de 0,8, l’état no 3 a un poids de 0,65, et, finalement, l’état no 4 a un poids de 0,5. La somme des espérances de vie des personnes qui forment un groupe d’âge donné au sein d’une région précise, espérances de vie qui sont calculées en fonction de l’état de santé, correspond à la valeur de l’EVAI pour ce groupe d’âge.

Le calcul de l’intervalle de confiance associé à l’EVAI repose sur la méthode de Colin Mather. Plus particulièrement, et ce pour tout groupe d’âge,

où,

représente l’écart–type,

EV état n représente l'espérance de vie pour un état de santé spécifique décrit ci-dessus.

2.2.8 Espérance de vie ajustée en fonction de la santé (EVAS)

Pour plus d’information sur les concepts et notes méthodologiques concernant l’espérance de vie ajustée en fonction de la santé, veuillez consulter la publication de Statistique Canada « Indicateurs de la santé comparables ».

2.2.9 Années potentielles de vie perdues (APVP)

Dans le présent document, un décès est dit « prématuré » si la personne est morte avant d’avoir atteint l’âge de 75 ans. Ce choix reflète mieux l’espérance de vie observée ces dernières années et est plus conforme aux normes internationales. Nombre de publications antérieures de Statistique Canada fournissent des données sur les APVP fondées sur les décès survenus avant l'âge de 70 ans. En outre, les APVP peuvent être présentées sous forme de taux normalisés selon l’âge ou sous forme de taux bruts; dans le présent document, elles sont présentées sous forme de taux bruts. En outre, le dénominateur peut avoir comme base la population de 0 à 74 ans ou l’ensemble de la population. Dans le cas présent, le dénominateur correspond à la première option.

Dans le présent document, on a calculé un taux d’APVP en prenant comme poids le rapport des années perdues par décès dans chaque groupe d’âge au nombre total d’années perdues pour l’ensemble des groupes d’âge. Chaque cas de décès est ensuite multiplié par le poids selon l’âge correspondant. La somme de toutes ces valeurs constitue le total des années potentielles de vie perdues (APVP). Ainsi, le taux d’APVP correspond aux APVP pour 100 000 personnes de 0 à 74 ans. L’utilisation de poids permet de calculer les intervalles de confiance. Les intervalles de confiance associés à chaque taux d’ APVP ont été calculés selon la méthode de Spiegelman (voir la section 2.2.1 plus haut).

Tableau 6 Taux d’années potentielles de vie perdues

Groupe d'âge	Années perdues	Poids
Moins d'un an	74,9	74,9⁄636,9
1 à 4	72,0	72,0⁄636,9
5 à 9	67,5	67,5⁄636,9
10 à 14	62,5	62,5⁄636,9
15 à 19	57,5	57,5⁄636,9
20 à 24	52,5	52,5⁄636,9
25 à 29	47,5	47,5⁄636,9
30 à 34	42,5	42,5/636,9
35 à 39	37,5	37,5⁄636,9
40 à 44	32,5	32,5⁄636,9
45 à 49	27,5	27,5⁄636,9
50 à 54	22,5	22,5⁄636,9
55 à 59	17,5	17,5⁄636,9
60 à 64	12,5	12,5⁄636,9
65 à 69	7,5	7,5⁄636,9
70 à 74	2,5	2,5⁄636,9
Somme	636,9	1,0

Les taux de APVP présentés dans cette publication sont basés sur la somme de tous les groupes d’âge. Donc, le taux d’APVP est calculé comme suit :

où,

est la somme des APVP pour les personnes de 0 et 74 ans pour les trois années de référence,

PD est un poids de 1,

et POP est la population de 0 à 74 ans pour l’année médiane des trois années.

Si l’utilisateur veut calculer les taux d’APVP selon l’âge d'après ses propres données, la formule devient :

où i est le groupe d'âge choisi.

Pour plus de renseignements sur les Statistique de l’état civil vous pouvez consultez : la base de données sur les naissances et la base de données sur les décès.