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Les Premières nations (Indiens de l’Amérique du Nord), les Métis et les Inuits sont les trois principaux groupes autochtones au Canada. Les recherches ont révélé systématiquement une espérance de vie beaucoup plus courte pour les Premières nations que pour la population canadienne dans son ensemble; en outre, les Premières nations sont davantage à risque de décès à un âge plus jeune pour diverses causes, comme les blessures et le suicide1‑16. Le profil est semblable pour les Inuits15,17,18. Toutefois, les profils de mortalité chez les Métis sont dans une large mesure inconnus19.
À l’origine, les Métis du Canada étaient des personnes nées des unions entre des hommes européens et des Indiennes de l’Amérique du Nord, principalement dans l’Ouest du Canada. Les Métis ont une culture et des traditions qui leur sont propres20. Bien qu’il n’existe pas une seule définition de Métis, ce terme désigne généralement toute personne ayant une ascendance mixte d’Indien de l’Amérique du Nord et européenne qui s’identifie comme Métis19.
Au Recensement de 2006, les personnes qui s’identifiaient comme Métis représentaient environ le tiers (34 %) de la population autochtone totale du Canada21. Comparativement à la taille de leur population, les Métis ont été sous‑représentés dans les recherches sur la santé des Autochtones22,23.
Les donnés sur la mortalité des Métis sont difficiles à produire. Les renseignements sur l’ascendance ou l’identité autochtone ou le statut d’Autochtone ne figurent pas systématiquement sur les enregistrements de décès. Étant donné qu’il n’existait jusqu’à récemment aucun registre national exhaustif des Métis, il est impossible d’examiner directement la mortalité chez les Métis comme cela a été fait pour les Indiens inscrits. En outre, étant donné que la plupart des Métis n’habitent pas dans des régions où ils représentent une proportion élevée de la population totale, il est impossible d’étudier la mortalité chez les Métis indirectement au moyen d’une approche régionale24, comme cela a été fait pour les Inuits17,25.
L’Étude canadienne de suivi de la mortalité selon le recensement, 1991 à 2001, offre une occasion sans précédent d’examiner la mortalité chez les Métis. Le présent article vise principalement à combler la lacune dans les données en ce qui a trait à la mortalité chez les Métis adultes; les résultats pour les Indiens inscrits sont présentés pour fournir un contexte. Les objectifs particuliers sont de déterminer le risque de décès prématuré chez les Métis et les Indiens inscrits de 25 ans et plus, de calculer leur espérance de vie restante et leur probabilité de survie jusqu’à l’âge de 75 ans et de déterminer les principales causes de décès auxquelles tient leur surmortalité par rapport aux adultes non autochtones.
Méthodes
Sources des données
L’Étude canadienne de suivi de la mortalité selon le recensement a été menée auprès d’un échantillon de 15 % (2 735 152 personnes) de la population de Canadiens de 25 ans et plus, excluant les pensionnaires d’établissements institutionnels, qui ont tous rempli le questionnaire complet du Recensement de 1991. Cette cohorte a fait l’objet d’un suivi sur le plan de la mortalité du 4 juin 1991 au 31 décembre 2001. Les détails de la construction et du contenu de la base de données recensement-mortalité figurent dans un rapport publié antérieurement26.
Brièvement, étant donné que les fichiers électroniques des données du recensement ne contenaient pas de noms mais qu’il fallait des noms pour trouver les décès correspondants, la création de la base de données recensement-mortalité a entraîné deux couplages. Premièrement, le fichier du recensement a été couplé à un fichier de liste nominative (fichier de noms) (extrait à partir des données des déclarants, puis chiffré). Puis le fichier du recensement plus le fichier de noms chiffré ont été appariés à la Base canadienne de données sur la mortalité au moyen de méthodes de couplage d’enregistrements probabiliste27, une approche semblable à celle utilisée pour d’autres études de suivi de la mortalité à Statistique Canada28. Le fichier en résultant contenait des renseignements anonymes sur les caractéristiques démographiques, le statut socioéconomique, les limitations d’activités, l’incapacité et, pour les personnes qui sont décédées durant la période visée par l’étude, la cause et la date du décès.
Admissibilité
Seules les personnes ayant rempli le questionnaire complet du Recensement de 1991, âgées d’au moins 25 ans le jour du recensement (le 4 juin 1991) et qui étaient des résidents habituels du Canada étaient admissibles comme membres de la cohorte visée par l’étude de suivi de la mortalité.
Des rapports sur la qualité des données ont révélé que 3,4 % de résidents du Canada de tous les âges n’ont pas été recensés en 1991. Comparativement à la population dénombrée, les personnes oubliées étaient plus susceptibles d’être jeunes, mobiles, à faible revenu, d’ascendance autochtone29 ou sans‑abri. Au total, 78 réserves indiennes, représentant quelque 38 000 personnes, n’ont pas été dénombrées ou ont été incomplètement dénombrées et donc exclues de la base de données du recensement30; ainsi, elles n’ont pu faire partie de la cohorte visée par l’étude de suivi. De façon générale, le questionnaire complet a été remis à un ménage canadien sur cinq. Toutefois, tous les résidents des réserves indiennes qui ont été dénombrés, ceux de nombreuses collectivités éloignées et du Nord ainsi que les habitants de logements collectifs non institutionnels ont reçu un questionnaire complet. Étant donné la nécessité d’obtenir des noms chiffrés des données des déclarants, seuls les déclarants ont pu faire l’objet d’un suivi sur le plan de la mortalité.
Techniques d’analyse
Pour chaque membre de la cohorte, les jours‑personnes de suivi ont été calculés pour la période allant du début de l’Étude (le 4 juin 1991) jusqu’au décès, à la date d’immigration (déterminée à partir du fichier de noms et connue pour 1991 seulement) ou à la fin de l’étude (le 31 décembre 2001). Les jours‑personnes de suivi ont ensuite été divisés par 365,25 pour obtenir les années‑personnes à risque.
Les taux de mortalité selon l’âge et le sexe par groupe d’âge de cinq ans (à la date de référence) ont servi à calculer les taux de mortalité normalisés selon l’âge (TMNA) pour des sous‑groupes de la population, la population‑type étant la structure démographique de la cohorte d’Autochtones dans son ensemble (années‑personnes à risque), hommes et femmes. Dans ce cas, la population autochtone comprenait toutes les personnes ayant indiqué une ascendance d’Indien de l’Amérique du Nord, de Métis ou d’Inuit, un statut d’Indien inscrit ou l’appartenance à une bande indienne d’Amérique du Nord ou à une Première nation. Des intervalles de confiance à 95 % correspondant aux TMNA ont été calculés de la manière décrite par Carrière et Roos31. Une méthode semblable a permis de calculer les intervalles de confiance pour les rapports de taux (RT) et les différences de taux (DT) des TMNA.
Pour les analyses selon l’âge, les membres de la cohorte ont été catégorisés en groupes d’âge de 10 ans, allant de la catégorie des 25 à 34 ans à la catégorie des 65 à 74 ans, et le groupe 75 ans et plus. Les taux de mortalité dans chaque groupe ont été normalisés selon l’âge en fonction de groupes d’âge de cinq ans. Par exemple, le taux de mortalité dans le groupe des 25 à 34 ans a été normalisé selon l’âge d’après la répartition par âge de la population autochtone (telle que décrite dans le paragraphe précédent) pour les groupes des 25 à 29 ans et les 30 à 34 ans. La plupart des analyses étaient fondées sur l’âge à la date de référence (4 juin 1991), tandis que les analyses des tables de mortalité étaient fondées sur l’âge au début de chaque année de suivi.
Les tables de mortalité du moment pour chaque sexe, de même que les erreurs‑types et les intervalles de confiance à 95 % correspondants, ont été calculées d’après la méthode de Chiang32. Ces calculs ont été effectués après que l’âge eut été transformé de l’âge à la date de référence en âge au début de chaque année de suivi, tandis que les décès et les années‑personnes à risque ont été calculés séparément pour chaque année (ou année partielle) de suivi. Les décès et les années‑personnes à risque ont ensuite été regroupés selon l’âge au début de chaque année de suivi, avant le calcul des tables de mortalité.
Des modèles de mortalité à risques proportionnels de Cox ont été calculés selon le sexe, en neutralisant d’abord l’effet de l’âge (années) puis en tenant compte de l’effet du plus haut niveau de scolarité atteint (sans diplôme d’études secondaires, diplôme d’études secondaires, diplôme d’études postsecondaires, diplôme universitaire), du quintile de suffisance du revenu (1 à 5), du niveau de compétence professionnelle (poste professionnel, poste de gestion, poste spécialisé, technique ou de supervision, poste de spécialisation moyenne, poste non spécialisé, pas de profession), de la taille de la collectivité (1 million d’habitants ou plus; de 500 000 à 999 999 habitants; de 100 000 à 499 999 habitants; de 10 000 à 99 999 habitants; moins de 10 000 habitants) et du lieu de naissance (Canada ou ailleurs). Le lieu de naissance a été inclus dans les modèles pour réduire l’effet de la « sélection d’immigrants en bonne santé » chez les membres de la cohorte non autochtones. Des définitions détaillées de ces variables figurent dans un rapport publié antérieurement26. Les écarts en matière de surmortalité (1 moins le rapport des risques instantanés) révélés par la comparaison des deux modèles ont été interprétés comme estimations de l’effet des variables socioéconomiques susmentionnées sur l’importance des disparités entre les Métis et les autres membres de la cohorte, ainsi qu’entre les Indiens inscrits et les autres membres de la cohorte.
La cause sous‑jacente de décès pour ceux qui sont décédés durant la période visée par l’étude avait préalablement été codée en fonction de la Classification internationale des maladies, 9e révision (CIM‑9)33 de l’Organisation mondiale de la Santé dans le cas des décès survenus entre 1991 et 1999, et en fonction de la 10e révision (CIM‑10)34 dans le cas des décès survenus en 2000 ou 2001. Aux fins des analyses selon la cause de décès, les décès ont été catégorisés selon les groupes de causes de décès établis par l’Agence de la santé publique du Canada35 et par le Groupe de travail de l’Union européenne sur les inégalités socioéconomiques de la santé36. Le tableau A en annexe contient la liste des codes de la CIM.
tableau a
Codes de la CIM-9 et de la CIM-10 pour certaines causes de décès
Définition des populations de Métis et d’Indiens inscrits
La population métisse peut être définie de plusieurs façons à partir du recensement, en utilisant soit le concept de l’identité, soit le concept de l’ascendance37. Comme dans le Recensement de 1991 les répondants n’étaient pas invités à s’identifier comme Autochtone (Indien de l’Amérique du Nord , Métis ou Inuit), on a utilisé une approche fondée sur l’ascendance. Dans le cadre du recensement, on a demandé aux répondants à quel(s) groupe(s) ethnique(s) ou culturel(s) appartenaient leurs ancêtres38. À partir d’une liste de 15 groupes, y compris Métis, les répondants étaient invités à cocher tous les groupes applicables.
Une question directe a été posée pour déterminer le statut d’Indien inscrit : « Cette personne est‑elle un Indien inscrit aux termes de la Loi sur les Indiens du Canada? » (Oui, Non). Les Indiens inscrits pouvaient également déclarer une origine ethnique, y compris Métis, et ces personnes pouvaient être classées dans l’un et l’autre groupe aux fins de cette étude. Pour les besoins de la présente analyse, 2 200 membres de la cohorte ont été classés à la fois comme Métis et comme Indiens inscrits.
Dérivation de Métis au sein de la cohorte
Sur l’ensemble des 2,7 millions de membres de la cohorte visée par l’étude de suivi de la mortalité, 19 100 personnes ont indiqué une certaine ascendance métisse (tableau 1). Parmi ces personnes, 11 800 ont déclaré une ascendance métisse seulement ou métisse plus autre ascendance autochtone (avec ou sans autre ascendance non autochtone). Les 7 300 personnes restantes ont déclaré une ascendance métisse et au moins une ascendance non autochtone, mais pas d’autre ascendance autochtone. Pour simplifier la terminologie, ces deux groupes seront appelés « Métis plus autre autochtone » et « Métis plus non autochtone », respectivement. La composition des deux groupes était fondée sur une analyse des données du Recensement de 1996 comprenant une classification croisée des origines ethniques par identité autochtone (question non posée en 1991)37.
Les catégories comprises dans le groupe « Métis plus autre autochtone » étaient celles de toute ascendance métisse pour laquelle la proportion la plus élevée de personnes dans cette catégorie se sont identifiées comme Métis. Dans l’ensemble, dans les données du Recensement de 1996, 91 % des personnes dans la catégorie « Métis plus autre autochtone » se sont identifiées comme Autochtones (73 % des Métis), tandis que 50 % dans la catégorie « Métis plus non autochtone » se sont identifiées comme Autochtones (48 % des Métis).
Les caractéristiques socio-démographiques de l’entière cohorte de l’étude de suivi de la mortalité différaient de celles des deux groupes métis (données non présentées). Les caractéristiques du groupe « Métis plus autre autochtone » étaient les plus distinctives, tandis que celles du groupe « Métis plus non autochtone » se situaient entre celles de l’ensemble de la cohorte et celles du groupe « Métis plus autre autochtone ». Par conséquent, les seuls résultats présentés dans le reste de cet article sont ceux obtenus pour le premier groupe. En outre, le groupe « Métis plus autre autochtone » est appelé simplement « Métis ».
Résultats
L’Étude canadienne de suivi de la mortalité selon le recensement, 1991 à 2001, a permis de faire le suivi d’environ 2,7 millions de personnes, dont 11 800 Métis et 56 700 Indiens inscrits, pendant 11 ans. Les deux derniers groupes représentaient 120 920 et 577 380 années‑personnes à risque, et 889 et 4 506 décès, respectivement, au cours de cette période (tableau 2). Les taux de couplage au fichier des noms (comparant les membres de la cohorte aux répondants ayant rempli le questionnaire détaillé du recensement) étaient plus faibles pour les Métis (62 % pour les hommes et 68 % pour les femmes) que pour les membres non autochtones de la cohorte (79 % et 75 %), mais pas aussi faibles toutefois que les taux pour les Indiens inscrits (47 % et 59 %). D’après les décès survenus en 1991 qui ont pu être déterminés indépendamment dans la Base canadienne de données sur la mortalité et/ou le fichier de noms, la détermination des décès au sein de la cohorte (de 1991 à 2001) a été évaluée à environ 97 % en tout et à entre 95 % et 96 % chez les personnes ayant une ascendance autochtone ou le statut d’Indien inscrit ou appartenant à une bande indienne ou à une Première nation.
Une comparaison des caractéristiques démographiques et socioéconomiques des Métis membres de la cohorte et celles de tous les Métis adultes admissibles dans la population du recensement (pondérée) a révélé très peu de différences entre les deux (tableau B en annexe); par conséquent, l’échantillon de Métis n’était pas biaisé par rapport à ces caractéristiques. Les résultats pour les Indiens inscrits étaient comparables (tableau C en annexe).
La répartition géographique des Métis et des Indiens inscrits membres de la cohorte était différente de celle de tous les Métis et les Indiens inscrits adultes admissibles dans la population du recensement (pondérée). Les Métis et les Indiens inscrits vivant dans des collectivités comptant moins de 10 000 habitants, dans les réserves ou dans les territoires étaient surreprésentés dans la cohorte. Ces différences reflétaient le fait que tous les habitants des réserves indiennes participantes ainsi que de nombreuses collectivités éloignées et du Nord ont rempli le questionnaire complet (au lieu du rapport de 1 à 5 pour la plus grande partie de la population à domicile) et étaient donc admissibles comme membres de la cohorte.
Caractéristiques des Métis et des Indiens inscrits membres de la cohorte
Comparativement aux membres non autochtones de la cohorte, les Métis étaient plus jeunes, moins susceptibles d’être légalement mariés, et plus susceptibles de vivre en union libre (tableau 3). Ils étaient moins susceptibles d’avoir terminé leurs études secondaires et d’être occupés, et plus susceptibles d’appartenir au quintile de revenu inférieur. Près de 70 % habitaient au Manitoba, en Saskatchewan ou en Alberta (les Prairies) et près de 60 % vivaient dans des régions rurales ou des collectivités comptant moins de 10 000 habitants. Moins de 10 % vivaient dans une réserve indienne.
Les Indiens inscrits membres de la cohorte étaient comparables aux Métis pour ce qui est de la structure d’âge et de l’état matrimonial. Comparativement aux Métis et aux non‑Autochtones membres de la cohorte, les Indiens inscrits étaient moins susceptibles d’être occupés et plus susceptibles d’appartenir au quintile de revenu inférieur et d’avoir un plus faible niveau de scolarité. En partie à cause du suréchantillonnage dans les réserves, environ 70 % des Indiens inscrits membres de la cohorte vivaient dans une réserve au moment du recensement.
Espérance de vie
Pour les Métis adultes, hommes et femmes, l’espérance de vie restante à 25 ans était considérablement plus courte que celle des membres non autochtones de la cohorte, mais plus longue que celle des Indiens inscrits.
À 25 ans, un homme métis pouvait s’attendre à vivre encore pendant 49,5 ans, comparativement à 52,8 ans pour les hommes non autochtones membres de la cohorte, ce qui représente un écart de 3,3 ans (figure 1, tableau 4). Les femmes métisses avaient une espérance de vie restante plus longue que les hommes métis, mais l’écart entre les femmes métisses et les femmes non autochtones était plus large encore. Une femme métisse de 25 ans pouvait s’attendre à vivre encore pendant 53,7 ans, comparativement à 59,2 ans pour les femmes non autochtones, ce qui représente une différence de 5,5 ans.
figure 1Pour l’un et l’autre sexe, l’espérance de vie à 25 ans a été estimée à environ un an de plus pour les Métis que pour les Indiens inscrits (49,5 ans par rapport à 48,4 ans pour les hommes; 53,7 ans par rapport à 52,9 ans pour les femmes).
Probabilité de survie jusqu’à 75 ans
On s’attendait de voir vivre jusqu’à au moins 75 ans (à la condition de survivre jusqu’à 25 ans) environ 57 % des hommes métis, comparativement à 64 % des hommes non autochtones, soit un écart de 7 points de pourcentage (figure 2, tableau 4). Pour les femmes métisses, les chiffres correspondants étaient 63 % et 79 %, soit un écart de 16 points de pourcentage.
Les estimations ponctuelles pour la survie jusqu’à 75 ans étaient inférieures pour les Indiens inscrits. On s’attendait à ce qu’environ 51 % des Indiens inscrits de sexe masculin survivent jusqu’à 75 ans, comparativement à 64 % des hommes non autochtones, soit un écart de 13 points de pourcentage. Dans le cas des Indiennes inscrites, les chiffres correspondants étaient de 62 % et 79 %, soit un écart de 18 points de pourcentage.
Taux de mortalité selon l’âge et taux de mortalité normalisés selon l’âge
Le tableau 5 montre les taux de mortalité normalisés selon l’âge (TMNA) pour 100 000 années‑personnes à risque pour les Métis, les Indiens inscrits et les non‑Autochtones membres de la cohorte, ainsi que les rapports de taux (RT) des TMNA pour les Métis et les Indiens inscrits, comparativement aux membres non autochtones de la cohorte. Les taux de mortalité normalisés selon l’âge étaient considérablement plus élevés pour les hommes métis (RT=1,38) et les femmes métisses (RT=1,72), et plus élevés encore pour les Indiens inscrits de sexe masculin (RT=1,56) et les Indiennes inscrites (RT=1,96). Pour les Métis et les Indiens inscrits, hommes et femmes, les rapports de taux étaient les plus élevés dans les groupes d’âge plus jeune et diminuaient avec l’âge (figure 3).
Causes de décès
Chez les hommes métis, les causes les plus fréquentes de décès étaient les maladies de l’appareil circulatoire (32 % du TMNA global), suivies de tous les cancers (23 %) et des causes extérieures comme le suicide et les accidents de véhicule à moteur (18 %), classement comparable à celui pour les hommes non autochtones (tableau D en annexe). Pour les femmes métisses, les causes les plus fréquentes de décès étaient tous les cancers confondus (33 %), les maladies de l’appareil circulatoire (29 %), les maladies de l’appareil respiratoire (7 %), les causes extérieures (6 %) et les maladies de l’appareil digestif (6 %), soit le même ordre de classement que pour les femmes non autochtones membres de la cohorte (tableau E en annexe).
Pour les Indiens inscrits, le classement des causes de décès était légèrement différent. Chez les Indiens inscrits de sexe masculin, les causes les plus fréquentes étaient les maladies de l’appareil circulatoire (28 %), les causes extérieures (21 %) et tous les cancers confondus (18 %). Chez les Indiennes inscrites, les causes les plus fréquentes étaient les maladies de l’appareil circulatoire (26 %), tous les cancers confondus (25 %) et les causes extérieures (11 %).
Les tableaux 6 et 7 montrent les rapports de taux normalisés selon l’âge et les différences de taux selon les groupes de causes principales de décès pour les hommes et pour les femmes, respectivement. (Les tableaux D et E en annexe montrent le nombre de décès correspondants). Les rapports de taux pour les hommes métis étaient élevés pour la plupart des causes, particulièrement les causes extérieures (RT=2,65) comme la noyade (RT=6,94), l’homicide (RT=4,76), l’empoisonnement (RT=3,52) et les accidents de véhicule à moteur (RT=3,22), ainsi que les décès pour cause de maladies infectieuses (RT=1,74), du système endocrinien (RT=1,86) et de l’appareil digestif (RT=1,93). Les rapports de taux pour les femmes métisses étaient également élevés, particulièrement pour l’empoisonnement (RT=6,71), les maladies infectieuses (RT=2,99), les maladies de l’appareil digestif (RT=3,01), les troubles mentaux (RT=2,90) et les maladies de l’appareil génito‑urinaire (RT=2,97) et du système endocrinien (RT=2,66).
Les rapports de taux pour les Indiens inscrits de sexe masculin étaient encore plus élevés pour la plupart des causes de décès, notamment les causes extérieures (RT=3,52), les troubles mentaux (RT=3,30), les maladies du système endocrinien (RR=3,18) et les maladies de l’appareil digestif (RT=2,76). Les rapports de taux pour les Indiennes inscrites étaient particulièrement élevés pour les maladies infectieuses (RT=5,34), les maladies du système endocrinien (RT=5,00) et de l’appareil digestif (RT=4,44) ainsi que pour les causes extérieures (RT=3,66).
Les différences de taux (DT) pour les hommes métis comparativement aux hommes non autochtones étaient les plus élevées pour les décès dus à des causes extérieures (DT=89) et aux maladies de l’appareil circulatoire (DT=55) qui, ensemble, représentaient 67 % de la DT globale. Les différences de taux pour les femmes métisses comparativement à celles pour les femmes non autochtones étaient les plus élevées pour les décès dus aux maladies de l’appareil circulatoire (DT=67) et les cancers (DT=46), qui représentaient 49 % de la différence de taux globale.
Les différences de taux pour les Indiens inscrits de sexe masculin comparativement aux hommes non autochtones étaient les plus élevées pour les décès dus à des causes extérieures (DT=136) et aux maladies de l’appareil circulatoire (DT=53) qui, ensemble, représentaient 59 % de la différence de taux globale. Les différences de taux pour les Indiennes inscrites étaient les plus élevées pour les maladies de l’appareil circulatoire (DT=70) et les causes extérieures (DT=49), représentant 39 % de la différence de taux globale.
En outre, les décès ont été catégorisés comme étant liés à l’usage du tabac, liés à la consommation d’alcool ou susceptibles d’être évités par intervention médicale (par exemple, les décès avant 75 ans par cancer du sein et du col de l’utérus, maladie infectieuse, maladie cérébrovasculaire, pneumonie ou grippe) tels que définis par le Groupe de travail de l’Union européenne sur les inégalités de la santé36. Les rapports de taux pour les décès liés à l’usage du tabac n’étaient pas significativement élevés pour les hommes métis ou les Indiens inscrits de sexe masculin, comparativement aux hommes non autochtones (tableau 6). Cependant, ils étaient significativement élevé pour les Métisses (RT=1,75) et pour les Indiennes inscrites (RT=1,17) (tableau 7). Les rapports de taux pour les décès liés à la consommation d’alcool étaient sensiblement plus élevés chez les Métis et les Indiens inscrits, hommes et femmes. Les taux de décès prématurés (avant 75 ans) considérés comme résultant de l’absence d’intervention médicale étaient également sensiblement plus élevés pour les Métis et les Indiens inscrits, hommes et femmes.
Rapports des risques instantanés après prise en compte des variables socioéconomiques
Les rapports des risques instantanés de mortalité, toutes causes confondues, corrigés selon l’âge, comparant les Métis et les Indiens inscrits aux membres non autochtones de la cohorte figurent aux tableaux F et G en annexe. Les rapports des risques instantanés étaient élevés dans le cas des Métis hommes et femmes (1,34 et 1,71, respectivement). La prise en compte de la suffisance du revenu, du niveau de scolarité, du niveau de compétence professionnelle, de la taille de la collectivité et de l’immigration a eu pour effet de réduire sensiblement les rapports des risques instantanés (à 1,11 et 1,51, respectivement), ce qui donne à penser que 68 % et 28 % des différences en matière de risque étaient attribuables à ces variables socioéconomiques. Les rapports des risques instantanés corrigés selon l’âge pour les Indiens inscrits, hommes et femmes, de 1,50 et 1,93 respectivement, sont passés à 1,19 et 1,66 après prise en compte des variables socioéconomiques, ce qui donne à penser que 62 % et 29 % des différences étaient attribuables à ces variables.
Perspective comparative
En 1996, le point médian de la période de suivi, l’espérance de vie restante à 25 ans pour les hommes métis était à peu près la même que celle pour tous les hommes au Canada en 1986 (un décalage de 10 ans) (tableau H en annexe). Pour les femmes métisses, l’espérance de vie restante à 25 ans en 1996 était environ la même que celle pour l’ensemble des femmes en 1973 (un décalage de 23 ans).
Pour les Indiens inscrits de sexe masculin âgés de 25 ans en 1996, l’espérance de vie restante était environ la même que celle pour l’ensemble des hommes au Canada en 1979 (un décalage de 17 ans) et pour les Indiennes inscrites, environ la même que celle pour l’ensemble des femmes au Canada en 1968 (un décalage de 28 ans).
Discussion
Il s’agit ici de la première étude approfondie portant sur les profils de mortalité d’un grand échantillon de Métis adultes dans tout le Canada. Les Métis et les Indiens inscrits dans cette cohorte avaient des taux de mortalité plus élevés, une espérance de vie plus courte et une plus faible probabilité de survie jusqu’à 75 ans, comparativement aux membres non autochtones de la cohorte. Ce profil de mortalité plus élevée est conforme à celui établi précédemment pour les Premières nations au Canada3-5,15. D’autres études ont également indiqué des taux plus élevés de mortalité prématurée (décès avant 75 ans) chez les peuples autochtones5,10.
Les rapports de taux de mortalité étaient les plus élevés dans les groupes d’âge plus jeune et diminuaient avec l’âge, comme l’ont indiqué également des études antérieures1,3,10. Cela s’explique en partie par les taux très élevés de décès dus à des causes extérieures (comme le suicide et les accidents de véhicule à moteur) chez les jeunes et jeunes adultes autochtones3,4,10.
Les différences de mortalité variaient selon la cause de décès. Les Métis et les Indiens inscrits avaient des taux de mortalité beaucoup plus élevés pour certaines causes, tandis que pour d’autres, comme le cancer, les taux de mortalité étaient soit similaires, soit légèrement plus élevés seulement comparativement aux membres non autochtones de la cohorte.
Les rapports de taux pour les Métis et les Indiens inscrits de sexe masculin étaient les plus élevés pour les décès liés aux maladies du système endocrinien et de l’appareil digestif, ainsi qu’à des causes extérieures comme les accidents de véhicule à moteur, l’empoisonnement, la noyade et l’homicide. Des études antérieures ont révélé que ces types de décès sont plus courants chez les Premières nations3,4,7,8,18 et représentent une importante composante de la mortalité prématurée10. Les rapports de taux plus élevés pour les décès dus aux maladies du système endocrinien reflètent probablement la prévalence plus élevée du diabète dans la population autochtone3,19,39‑42.
Les rapports de taux pour les Métisses et les Indiennes inscrites étaient particulièrement élevés pour les troubles mentaux et les maladies du système endocrinien, de l’appareil digestif et de l’appareil génito‑urinaire. Pour les Métisses, les rapports de taux pour les décès dus à des causes extérieures, bien qu’élevés, étaient moins prononcés que pour les hommes métis. Pour les Indiens inscrits, hommes et femmes, les rapports de taux pour les décès dus à des causes extérieures étaient également élevés. Comparativement aux femmes non autochtones membres de la cohorte, les Métisses et les Indiennes inscrites affichaient des rapports de taux élevés pour tous les cancers confondus et pour la plupart des sièges de cancer spécifiques (sauf, exception notable, pour le cancer du sein). Ces résultats diffèrent de ceux d’études précédentes sur la mortalité par cancer qui généralement indiquaient une surmortalité seulement dans le cas du cancer du col de l’utérus13,44 de la vésicule biliaire6,14 et des reins45.
Les Métis et les Indiens inscrits, particulièrement les femmes, affichaient des taux particulièrement élevés de décès liés à la consommation d’alcool. Ces résultats pour les Indiens inscrits sont conformes à ceux d’études antérieures2,4,46. Les taux de mortalité normalisés selon l’âge pour les décès prématurés (avant 75 ans) résultant de l’absence de soins médicaux étaient élevés pour les Métis et les Indiens inscrits, représentant près de un sur cinq décès prématurés excédentaires pour les hommes métis et pour les Indiens inscrits, hommes et femmes, et près de un sur dix décès prématurés excédentaires pour les femmes métisses.
Les différences de taux offrent une perspective différente en permettant d’examiner dans quelle mesure une cause de décès est rare ou fréquente, tandis que les rapports de taux portent tout particulièrement sur le risque relatif. Les différences de taux étaient particulièrement élevées pour les décès dus aux maladies de l’appareil circulatoire et les causes extérieures de décès, qui, ensemble, représentaient 67 % de la surmortalité totale (la différence de taux globale) chez les Métis de sexe masculin et environ 59 % chez les Indiens inscrits de sexe masculin.
Les différences de taux chez les Métisses étaient particulièrement élevées pour les maladies de l’appareil circulatoire et les cancers, qui, ensemble, représentaient 49 % de la surmortalité. Chez les Indiennes inscrites, 52 % de la surmortalité était attribuable aux maladies de l’appareil circulatoire, aux maladies du système endocrinien et aux causes extérieures de décès.
Selon une analyse de régression de risque, des parts considérables de ces disparités en matière de mortalité (environ les deux tiers pour les hommes métis et les Indiens inscrits de sexe masculin, et près de 30 % pour les femmes métisses et les Indiennes inscrites) étaient associées à leurs plus faibles niveaux de revenu, de scolarité et de compétence professionnelle, et à leur résidence en région urbaine, comparativement aux membres non autochtones de la cohorte.
Limites
Pour pouvoir être incluse dans l’Étude canadienne de suivi de la mortalité selon le recensement, une personne devait avoir rempli le questionnaire complet du Recensement de 1991 et avoir produit une déclaration de revenu pour l’année 1990 ou 1991. En vertu de l’article 87 de la Loi sur les Indiens, les Indiens inscrits ont droit à une exemption d’impôt sur le revenu gagné ou considéré comme ayant été gagné sur une réserve47.
Outre les personnes qui n’ont pas produit une déclaration de revenu, les personnes dans les établissements de soins de longue durée, les résidences pour personnes âgées ou les prisons ne pouvaient être incluses dans l’étude de suivi de la mortalité.
Comparativement aux tables de mortalité pour l’ensemble du Canada (1995 à 1997), la cohorte dans son ensemble avait une espérance de vie d’un an plus longue pour les hommes et de deux ans plus longue à 25 ans pour les femmes.
Les taux de couplage étaient les plus faibles chez les Métis (62 % pour les hommes métis et 68 % pour les Métisses), comparativement aux adultes non autochtones (79 % et 75 %, respectivement). Toutefois, le profil socioéconomique des Métis membres de la cohorte était comparable à celui de tous les Métis ayant rempli le questionnaire complet du recensement, ce qui donne à penser qu’il y avait peu de biais de couplage, voire aucun. Les taux de couplage pour les Indiens inscrits étaient encore plus faibles (47 % pour les hommes et 59 % pour les femmes) mais, de nouveau, l’analyse a révélé que les caractéristiques démographiques et socioéconomiques des personnes couplées et non couplées étaient comparables.
On a estimé que la détermination des décès était légèrement inférieure (95 % à 96 %) chez les Autochtones, comparativement à la cohorte dans son ensemble (97 %). Cela entraînerait un léger biais à la baisse des taux de mortalité calculés pour les Métis et les Indiens inscrits, de sorte que la véritable envergure des disparités comparativement aux membres non autochtones de la cohorte pourrait être légèrement plus importante qu’il ne l’est indiqué dans la présente étude.
Étant donné que le questionnaire du Recensement de 1991 ne contenait pas de question sur l’identité autochtone, les Métis ont été définis selon leur origine ethnique (ascendance). Toutefois, d’après les données du Recensement de 1996 ayant fait l’objet d’une classification croisée par identité autochtone, environ 73 % des personnes classées comme Métis dans la présente étude se seraient sans doute identifiées comme Métis. Néanmoins, la classification a sans aucun doute exclu de nombreuses personnes qui se seraient peut‑être identifiées comme Métis, sans indiquer une ascendance métisse (impossible à déterminer en 1991), ou qui ont déclaré des catégories d’ascendance mixte autochtone et non autochtone où l’on s’attendait à ce que tout au plus la moitié de la population s’identifie comme étant Métis (et dont l’inclusion dans la cohorte aurait eu pour effet de biaiser les résultats). Entre 1996 et 2006, la population métisse auto‑identifiée a augmenté de 91 %21,37. Toutefois, les Métis sur lesquels porte la présente étude ont été identifiés d’après une ascendance métisse déclarée en 1991; ils n’étaient pas nécessairement les mêmes personnes que celles qui se sont identifiées comme Métis en 2006.
Conclusion
L’Étude canadienne de suivi de la mortalité selon le recensement, 1991 à 2001, a permis de combler une lacune de données par l’examen de la mortalité chez les Métis du Canada. Les Métis et les Indiens inscrits adultes avaient des taux de mortalité plus élevés, comparativement aux adultes non autochtones. À 25 ans, l’espérance de vie des Métis de sexe masculin était d’environ trois ans plus courte que celle des hommes non autochtones membres de la cohorte étudiée et celle des Métisses, d’environ cinq ans plus courte. L’espérance de vie pour les Indiens inscrits, hommes et femmes, était d’environ quatre ans et six ans plus courte, respectivement. Les disparités en matière de mortalité entre les Métis et les Indiens inscrits, d’une part et, d’autre part, les membres non autochtones de la cohorte variaient selon la cause de décès. Un bon nombre de ces décès étaient peut‑être évitables (par exemple, ceux dus aux blessures volontaires et involontaires) grâce à des soins médicaux ou à la modification de facteurs de risque comportementaux comme l’usage du tabac ou la consommation excessive d’alcool. En outre, une forte proportion de ces disparités (environ les deux tiers pour les Métis et les Indiens inscrits de sexe masculin et près de 30 % pour les Métisses et les Indiennes inscrites) s’expliquait par des différences socioéconomiques.
Ces résultats fournissent des données repères sur les profils de mortalité chez les Métis et les Indiens inscrits adultes qui peuvent servir à entreprendre (pour les Métis) ou à continuer (pour les Indiens inscrits) le suivi des changements au fil du temps.
Remerciements
Un financement important pour cette étude a été fourni par l’Initiative sur la santé de la population canadienne, qui fait partie de l’Institut canadien d’information sur la santé. D’autres fonds ont été fournis par la Direction de la recherche stratégique, Affaires indiennes et du Nord Canada. Nous soulignons également le rôle clé joué par les registraires provinciaux et territoriaux de la statistique de l’état civil du Canada, qui fournissent les données sur les décès pour la Base canadienne de données sur la mortalité.
