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37-HLT : Espérance de vie ajustée en fonction de la santé (EVAS)

37a-HLT : Espérance de vie ajustée en fonction de la santé (EVAS) de l'ensemble de la population

Définition
Justification et notes pour l'interprétation
Caractéristiques techniques
Disponibilité des données
Facteurs touchant la qualité et la comparabilité des indicateurs
Responsabilité de la production des données

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Définition

L'espérance de vie ajustée en fonction de la santé (EVAS) est un indicateur de la santé globale de la population. Il combine les deux mesures suivantes en une seule: l'état de santé en fonction de l'âge et le sexe et la mortalité en fonction de l'âge et du sexe. L'EVAS représente le nombre d'années pendant laquelle une personne peut s'attendre à vivre en parfaite santé basé sur l'expérience moyenne d'une population. Dans un sens, EVAS n'est pas seulement une mesure de quantité de vie mais aussi une mesure de la qualité de vie.

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Justification et notes pour l'interprétation

L'espérance de vie des canadiens a augmenté continuellement depuis plusieurs décennies. Par contre, avec l'augmentation de la prévalence des maladies chroniques, un débat international se tient à savoir si ces années ajoutées à l'espérance de vie sont des années vécues en bonne ou en mauvaise santé. En examinant les tendances de l'EVAS en conjonction avec les tendances de l'espérance de vie, il est possible d'évaluer si la croissance de l'espérance de vie est associée à une compression ou une expansion de la morbidité. En d'autres mots, si avec le temps, l'EVAS augmente plus que ne le fait l'espérance de vie, on pourra alors conclure que les années ajoutées à l'espérance de vie sont des années en meilleure santé. Cet exemple est une illustration de l'utilisation et de l'interprétation de l'EVAS.

Comme l'espérance de vie, l'EVAS est un indicateur statistique normalisé. Il ne s'agit pas du nombre d'années en pleine santé qu'un nouveau né (ou une personne âgée de 65 ans) peut s'attendre à vivre. La raison pour cela est que les taux de mortalité et le niveau de l'état de santé utilisés sont seulement ceux d'une période d'observation (ex : 2001) et sont les moyennes d'une population entière. Historiquement, les taux de mortalité au Canada diminuent alors les taux de mortalité des individus, dans les prochaines années, pourraient être plus bas. Le Canada n'a pas encore de données consistantes sur une assez longue période de temps pour permettre de savoir qu'elles ont été les tendances de l'état de santé ou ce qu'elles seront. De plus, les circonstances entourant un individu varient et, par exemple, si un individu souffre de maladie chronique à un jeune âge, son EVAS sera moindre.

Les données pour cet indicateur devraient être présentées selon le sexe, compte tenu de l'écart important entre l'espérance de vie des femmes et celle des hommes.

Les coefficients de variation, les intervalles de confiance (les deux sont fournis par Statistique Canada) ainsi que les tests de signification doivent être analysés avant d'interpréter les différences entre les provinces comme statistiquement significatives.

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Caractéristiques techniques

On trouvera ci-dessous, tous les détails concernant les sources des données utilisées et le calcul des c.v. pour l'EVAS :

• Sources des données utilisées
• Fichier des secteurs de dénombrement selon le tercile de revenu de 1996
• Tables de mortalité abrégées selon le tercile de revenu, 2000-2001
• Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes, cycle 1.1 (2000-2001)
• Enquête nationale sur la santé de la population, fichier des établissements de santé, cycle 2 (fichier transversal, 1996-1997)
• Chiffres de population établis à partir des données du Recensement de 2001

Fichier des secteurs de dénombrement selon le tercile de revenu de 1996

Dans le fichier des secteurs de dénombrement (SD) selon le tercile de revenu, chaque SD est classé dans un tercile d'après les données sur le revenu tirées du Recensement de 1996. Pour chaque SD, on a d'abord calculé le revenu moyen des ménages, puis on a classé le SD dans un tercile. Le premier tercile comprend les SD où les revenus sont les plus faibles, le deuxième tercile, les SD au revenu moyen et le troisième tercile, les SD où les revenus sont les plus élevés.

Wilkins et coll. (2002)¹ ont classé les SD du Recensement de 1996 par tercile de revenu selon l'équivalent du revenu d'une personne seule, qui est le revenu moyen du ménage (avant impôt, après transferts) corrigé pour tenir compte de la taille du ménage, au niveau du SD. Comme le coût de la vie diffère selon l'endroit, les terciles de revenu ont été calculés séparément pour chaque région métropolitaine de recensement (RMR) ou agglomération de recensement (AR), ainsi que pour les régions rurales dans chaque province.

Tables de mortalité

Nous avons créé une table de mortalité abrégée spéciale pour le Canada et les provinces à partir des données sur les décès pour chaque tercile de revenu et selon le groupe d'âge, le sexe et la province. Nous avons attribué les terciles de revenu selon la méthode écologique fondée sur l'étude de Wilkins et coll., où les décès survenus à compter de 1995-1997 ont été reliés aux terciles des SD du Recensement de 1996 selon le code postal du lieu de résidence. Nous nous sommes fondés sur les ratios des décès au groupe d'âge, au sexe et à la province en 1995-1997 pour classer les décès survenus en 2000 et 2001 selon les terciles de revenu. Nous avons procédé ainsi en absence de codes postaux liés aux décès les plus récents qui auraient permis de classer les unités géographiques de 2001 (aires de diffusion) selon les terciles de revenu.

Les décès survenus en 1995-1997 classés selon les divers terciles ne comprenaient pas ceux des membres de la population faisant partie de la composante des établissements, puisque nous avons jugé l'attribution de niveaux de revenu selon la méthode écologique peu appropriée aux personnes vivant en établissement. En raison de l'exclusion des personnes vivant en établissement, environ 5 % de l'ensemble des décès (principalement de personnes dans les groupes d'âge les plus élevés) n'ont pas été classés dans un tercile. Nous avons établi les ratios pour 2000-2001 en prenant la proportion des décès dans chaque tercile par rapport au nombre total de décès dans tous les terciles. Nous avons ensuite utilisé ces ratios pour classer tous les décès survenus en 2000-2001 de manière à tenir compte de la population dans son ensemble (y compris la composante des établissements). Ainsi, les décès de personnes placées en établissement sont répartis de façon égale entre terciles au lieu d'être exclus.

Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes

Nous nous sommes fondés sur l'ESCC pour calculer l'indice de l'état de santé (IES) moyen selon le groupe d'âge, le sexe, la province et le tercile de revenu. En outre, les chiffres de la population à domicile ont été tirés de l'ESCC.

Afin de calculer l'IES et les chiffres de la population par tercile de revenu, nous avons classé les secteurs de dénombrement des participants à l'enquête par tercile de revenu en fonction du fichier des SD selon le tercile de revenu de 1996 mentionné ci-dessus. Il n'existe pas de moyen de relier les données sur le revenu recueillies dans le cadre de l'enquête directement aux décès. Par conséquent, nous avons adopté la méthode écologique pour classer les participants à l'enquête dans les terciles de revenu de manière à assurer l'uniformité avec les terciles dans les tables de mortalité.

Nous avons utilisé le cycle 1.1, afin d'assurer l'uniformité avec la table de mortalité abrégée de 2000-2001 ainsi que les chiffres sur la population vivant en établissement du Recensement de 2001.

Les personnes de moins de 15 ans ont été exclues des calculs. L'ESCC ne recueille des données que sur les personnes de 12 ans ou plus. Nous avons dû exclure les personnes de 12 à 14 ans pour que les groupes d'âge correspondent à ceux des tables de mortalité abrégées. Nous avons attribué à toutes les personnes interrogées de moins de 15 ans une cote de 1.00 à l'IES.

Enquête nationale sur la santé de la population

Nous avons utilisé la composante des établissements de santé de l'ENSP de 1996-1997 pour produire l'IES pour les personnes vivant en établissement, étant donné que ces dernières ne faisaient pas partie de la base de sondage de l'ESCC. Nous avons calculé l'IES moyen selon le groupe d'âge (moins de 65 ans et 65 ans et plus), le sexe et la région (provinces de l'Atlantique, Québec, Ontario, provinces des Prairies et Colombie-Britannique). Étant donné la petite taille de l'échantillon, particulièrement parmi les participants plus jeunes, nous avons calculé l'IES pour deux grands groupes d'âge seulement. Les données ont été recueillies au niveau régional parce que l'ENSP ne recueille pas de données au niveau provincial.

Nous avons jugé que la méthode écologique ne convenait pas à la population vivant en établissement, le lieu de résidence dans ce cas étant davantage lié aux besoins en matière de santé qu'au choix de quartier. Par conséquent, nous avons pu classer les divers participants dans un tercile de SD donné et calculer l'IES de chaque participant selon le tercile.

Nous avons analysé le fichier longitudinal de l'ENSP afin de classer les personnes vivant en établissement dans les divers terciles d'une manière conforme à celle utilisée pour les membres de la population à domicile. Nous avons attribué un code de tercile de SD aux participants à l'enquête qui habitaient dans la collectivité durant l'ENSP de 1994 mais qui ont été placés en établissement au cours d'un cycle subséquent en fonction du code postal de leur ménage en 1994. Ainsi, 39,1 % des personnes vivant en établissement ont été classées dans le premier tercile, 37,8 %, dans le deuxième tercile et 23,2 %, dans le troisième tercile. On a utilisé les proportions ci-dessus uniquement pour attribuer des chiffres de population vivant en établissement aux différents terciles. Nous avons maintenu l'IES constant pour chaque tercile dans le cas des personnes vivant en établissement.

Pour apparier les groupes d'âge de l'ESCC et ceux de la table de mortalité, nous avons exclu les participants de moins de 15 ans vivant en établissement et nous leur avons attribué une valeur de 1.00 à l'IES.

Étant donné la petite taille de l'échantillon, on ne peut diffuser les IES pour la population vivant en établissement selon la région.

Chiffres de la population vivant en établissement à partir des données du recensement

Nous avons envisagé d'utiliser plusieurs différentes sources de données pour les chiffres de la population vivant en établissement. Nous n'avons pu utiliser le fichier des établissements de santé de l'ENSP en raison de différences sur le plan de la base de sondage entre certaines des provinces. En outre, l'ENSP ne fournit pas de comptes provinciaux mais seulement des comptes régionaux. Nous n'avons pu utiliser l'Enquête sur les établissements de soins pour bénéficiaires internes parce que les groupes d'âge ne correspondaient pas à ceux des tables de mortalité abrégées. Par conséquent, nous avons décidé que le Recensement constituait la meilleure source de données pour les chiffres de la population vivant en établissement. Aux fins d'appariement à la base de sondage de l'ENSP (utilisée pour l'IES), seules les personnes vivant dans des maisons de repos, des résidences pour personnes âgées (les personnes de moins de 65 ans étaient exclues), des centres de traitement et des établissements pour personnes ayant une incapacité ont été inclus dans les chiffres. Les personnes vivant dans des centres de traitement plus petits, c'est-à-dire dans des foyers de groupe comptant moins de 12 résidents, sont incluses dans la base de sondage de l'ESCC.

Nous avons calculé la proportion de la population vivant en établissement ou de ménages pour chaque groupe d'âge selon le sexe, la province et le tercile afin de pondérer l'IES de la population en établissement et hors établissement.

Calcul de précision pour l'espérance de vie ajustée sur la santé (EVAS)

Nous expliquons dans la présente annexe comment les différentes mesures de précision ont été calculées pour l'EVAS. L'objectif principal est d'obtenir des erreurs-types EVAS afin de calculer les coefficients de variation (c.v.) et les intervalles de confiance (IC).

Le calcul de l'EVAS est fondé sur deux sources de données; on utilise d'abord les données sur la mortalité pour obtenir la partie espérance de vie de l'équation, puis on utilise les données d'enquête pour obtenir la partie ajustée sur la santé. Ces deux sources de données donnent lieu à une certaine variabilité dans le calcul de l'EVAS. Par conséquent, il faut tenir compte de la variabilité attribuable à ces deux sources au moment de calculer les erreurs-types pour l'EVAS.

Mathers (1991)² présente les détails du calcul de l'erreur-type dans le contexte de l'espérance de vie sans incapacité (EVSI) qui est étroitement lié arithmétiquement à celui utilisé pour l'EVAS. Nous avons utilisé l'équation C.14 tirée de l'annexe C de l'étude de Mathers comme point de départ pour établir la formule de variance pour l'EVAS. L'équation, qui a été adaptée, est la suivante :

où
i = l'indice représentant le groupe d'âge
w = le nombre total de groupes d'âge utilisé pour obtenir l'EVAS (w=20 dans notre cas)
a = le groupe d'âge particulier pour lequel l'EVAS est calculée. Nous avons utilisé les valeurs a=0 (EVAS à la naissance) et a=15 (EVASà 65 ans).
l = le nombre de survivants
LL = le nombre d'années de vie dans ce groupe d'âge
n = la grandeur de l'intervalle d'âge (la plupart des intervalles d'âge utilisés étaient de cinq ans)
HUI = l'indice de l'état de santé global dérivé à partir des sources de données sur les ménages et les établissements
HALE = l'espérance de vie ajustée sur la santé
f = la fraction de l'intervalle d'âge vécue par les personnes qui sont décédées durant l'intervalle, calculée en utilisant l et LL comme suit :

Par conséquent, nous avons calculé les variances selon cette formule pour chaque sous-population d'intérêt, fondées principalement sur les variables province * sexe * tercile de revenu.

On peut obtenir l'erreur-type en prenant la racine carrée de la variance, et le c.v. d'une estimation particulière de l'EVAS, en prenant le ratio entre l'erreur-type de l'estimation et l'estimation elle-même. Enfin, on obtient les limites de l'IC en ajoutant 1,96 fois l'erreur-type à l'estimation de l'EVAS et en la soustrayant 1,96 fois de cette estimation.

Détails du calcul

Tous les paramètres utilisés dans l'équation de la variance présentée ci-dessus étaient déjà définis pour le calcul de l'EVAS comme telle. Il restait seulement à calculer la variance de l'IES pour pouvoir calculer la variance de l'EVAS. Nous examinons ce calcul à la section qui suit.

Variance de l'IES

L'IES utilisé pour calculer la variance de l'EVAS est calculé à partir de deux sources de données d'enquête : les données du cycle 2.1 de l'ESCC pour la partie de la population vivant en ménage et les données sur la composante des établissements de santé recueillies au cours du cycle 2 de l'ENSP pour la population vivant en établissement. En fait l'IES est défini comme suit :

où

est l'IES calculé spécifiquement pour le groupe d'âge i pour la population habitant en ménage, d'après les données du cycle 2.1 de l'ESCC

est la proportion de l'ensemble de la population (ménages + établissements de soins de santé) vivant dans des ménages

est l'IES calculé spécifiquement pour le groupe d'âge i pour la population vivant en établissement de soins de santé, d'après les données de la composante des établissements du cycle 2 de l'ENSP

est la proportion de l'ensemble de la population (ménages + établissements de soins de santé) vivant dans des établissements de soins de santé.

Même si, techniquement, les deux proportions et sont associées à une certaine erreur d'échantillonnage, pour simplifier le calcul, nous avons considéré l'une et l'autre comme constante en calculant la formule de variance de l'IES. L'équation de variance a donc été définie comme suit :

où

est la variance calculée pour la population à domicile

est la variance calculée pour la population vivant en établissement

Les deux sources de données d'enquête utilisées sont conçues selon deux plans de sondage différents, ce dont il faut tenir compte dans les calculs des variances de l'IES. Comme l'ESCC est fondée sur un plan d'échantillonnage stratifié à plusieurs degrés, nous avons calculé par la méthode « bootstrap ». Cette méthode de rééchantillonnage a été adoptée pour l'enquête afin de calculer des mesures exactes d'erreur d'échantillonnage (pour plus de détails sur la méthode, consulter les guides de l'utilisateur des fichiers de microdonnées à grande diffusion (FMGD) de l'ESCC). Par contre, nous avons calculé selon une formule de variance exacte puisque la composante des établissements de l'ENSP est fondée sur un plan plus simple, c'est-à-dire un plan simple stratifié.

Enfin, il y a lieu de signaler quelques points techniques.

• Pour la population vivant en établissement, comme il était impossible de calculer la valeur de l'IES pour les groupes d'âge plus jeunes (puisque ces groupes d'âge ne sont pas couverts par l'enquête), nous avons établi une valeur de 1 pour l'IES de ces groupes d'âge. Par conséquent, aux fins de calcul de la variance, la variance de ces cas a été établie à 0.
• Dans un petit nombre de cas, nous n'avons pu calculer la variance de l'IES parce que l'échantillon disponible pour le groupe d'âge particulier de la sous-population était 1. En pareil cas, une variance a été imputée à partir d'un groupe voisin.
• De même, dans certains cas associés à de petites sous-populations, nous n'avons pu estimer le paramètre  f puisque le nombre de survivants (l) n'avait pas changé entre les deux groupes d'âge visés par le calcul (résultant en une division par 0). En pareil cas, on a imputé le paramètre f par la moyenne de sous-populations similaires.

En se fondant sur le c.v. calculé, nous avons finalement validé les estimations de l'EVAS par rapport aux lignes directrices sur l'assurance de la qualité. Les lignes directrices précisent qu'une estimation dont le c.v. se situe entre ces 16,5 % et 33,3 % est marginale et doit être identifiée comme telle dans la population. En outre, si le c.v. est supérieur à 33,3 %, l'estimation est dite de moindre qualité et ne devrait pas être publiée. Pour de plus amples détails sur les lignes directrices sur l'assurance de la qualité, consulter tout guide de l'utilisateur des fichiers de microdonnées à grande diffusion de l'ESCC.

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Disponibilité des données

• L'EVAS sera calculée à la naissance et à 65 ans, selon la province et selon le sexe seulement.
• Les données ne sont pas disponibles pour les territoires.

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Facteurs touchant la qualité et la comparabilité des indicateurs

L'EVAS sera calculée à la naissance et à l'âge de 65 ans. Cependant, l'EVAS à la naissance sera basée sur les données concernant les personnes de 15 ans et plus.

Compte tenu de la petite taille de l'échantillon pour le volet résidents des établissements de l'ENSP, l'HUI moyen de ces derniers sera calculé pour les personnes de moins de 65 ans et de 65 ans et plus. Par ailleurs, du fait que l'ENSP fournit seulement des données régionales, l'HUI moyen des résidents des établissements sera calculé pour les provinces atlantiques, le Québec, l'Ontario, les Prairies et la Colombie-Britannique.

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Responsabilité de la production des données

Statistique Canada

Notes

¹ Wilkins, Russell, Edward Ng, Jean-Marie Berthelot et Francine Mayer. (2002). « Différences entre les provinces quant à l'espérance de vie sans invalidité selon le revenu et le niveau de scolarité du quartier au Canada, 1996 ». Rapport technique au Comité des rapports sur les indicateurs de rendement (CRIR) de la Conférence fédérale-provinciale-territoriale des sous-ministres de la Santé.

² Mathers, C. (1991). Health Expectancies in Australia, 1981 et 1988. Canberra : Australian Government Publishing Survey.