Volume 21, N^o 2- 2000

Espérance de vie ajustée selon l'état de santé à l'échelon local en Ontario

Douglas G. Manuel, Vivek Goel, J. Ivan Williams et Paul Corey

Résumé

Les mesures de l'espérance de vie en santé sont en voie de devenir une façon courante de combiner l'information sur la mortalité et sur la qualité de vie liée à l'état de santé en une mesure sommaire de la santé de la population. Cependant, ces mesures se prennent rarement à l'échelon local, malgré la tendance croissante à planifier les services de santé à ce niveau. À l'aide d'une méthode Sullivan modifiée, nous avons calculé l'espérance de vie ajustée selon l'état de santé (EVAES) pour les 42 unités de santé publique de l'Ontario, en nous servant de tables de survie établies à partir des données de 1988-1992 sur la mortalité et la population et du Health Utilities Index (indice des états de santé selon l'utilité) conçu pour l'Enquête sur la santé en Ontario (1990). Nous avons constaté d'importants écarts entre les unités de santé pour ce qui est de l'EVAES à l'âge de 15 ans, tant chez les hommes (intervalle : 51,3-58,2 ans) que chez les femmes (intervalle : 56,6-62,9 ans). De manière générale, l'EVAES était plus courte dans les régions rurales et dans le Nord. Les différences locales chez les hommes étaient plus marquées pour l'EVAES que pour l'espérance de vie (7,1 contre 6,0 ans). Malgré la taille relativement grande de l'enquête sur la santé (45 583 répondants; intervalle : 729-1 746 par unité de santé), peu de différences dans l'EVAES s'écartaient sensiblement de la moyenne ontarienne, faisant douter de la possibilité d'estimer l'espérance de vie locale avec une précision suffisamment grande. Mais les différences locales plus grandes et la répartition géographique distincte de l'EVAES locale par rapport aux mesures de la mortalité, ajoutées à la possibilité de modéliser l'interaction complexe entre la mortalité et la morbidité, laissent croire que l'EVAES pourrait constituer une mesure utile de la santé de la population.

Mots clés : démographie; démographie/méthodes; espérance de vie en santé; espérance de vie; état de santé; indicateurs/normes de l'état de santé; Ontario/épidémiologie

Introduction

L'un des changements les plus frappants que l'on ait pu observer récemment dans la prestation des soins de santé, au Canada et dans d'autres pays, a été la tendance à déléguer à l'échelon régional ou local la responsabilité de la planification^a. Parallèlement, on a vu se développer un intérêt croissant pour la mesure des paramètres de la santé de la population, et en particulier pour les formes de mesure sommaire qui incluent la qualité de vie liée à l'état de santé (QVLES) et non seulement la mortalité ou la maladie. L'espérance de vie en santé est une mesure potentiellement utile qui réunit des données sur la QVLES et des données sur la mortalité sous forme de tables de survie, mais, jusqu'ici, on a rarement produit de rapports sur les mesures locales de l'espérance de vie en santé. Le principal obstacle à l'élaboration et à la dissémination de ces mesures est le manque de tables de survie et d'enquêtes locales sur l'état de santé dont l'efficacité statistique soit suffisamment grande pour produire des conclusions significatives.

L'espérance de vie en santé décrit un ensemble d'indices qui combinent la mortalité (espérance de vie) à différentes mesures de la qualité de vie liée à l'état de santé^1-3. Elle correspond donc plus fidèlement aux définitions actuelles de la santé que les indicateurs de la morbidité ou de la mortalité pris isolément. Comme d'autres mesures de tables de survie, l'espérance de vie en santé part des principes d'une population stationnaire pour modéliser les effets des changements dans les profils de santé⁴. Elle est notamment l'un des rares indicateurs de la population qui, mesurés dans le temps, permettent de déterminer si la morbidité augmente ou diminue.

L'espérance de vie ajustée selon l'état de santé (EVAES) est un type particulier de mesure de l'espérance de vie en santé. Elle fait intervenir des facteurs de pondération explicites pour regrouper des états de santé distincts en un seul et même indicateur de l'espérance d'années équivalentes de bonne santé. Il existe d'autres mesures courantes de l'espérance de vie en santé qui font appel à des facteurs de pondération dichotomiques, dont l'espérance de vie sans invalidité et l'espérance de vie saine (reposant par exemple sur l'auto-évaluation de l'état de santé). L'EVAES a, aux yeux des économistes du domaine de la santé, l'avantage de se prêter à des comparaisons valables avec d'autres mesures de l'état de santé, telles que l'espérance de vie ou des mesures d'utilité propres à des maladies particulières. De plus, comme l'EVAES fait appel à des facteurs de pondération polychotomiques, elle est sensible aux changements dans la gravité de l'invalidité au sein d'une population.

L'exemple suivant peut aider à mieux comprendre l'avantage qu'il y a à combiner la mortalité et la morbidité à l'aide de mesures de l'espérance de vie en santé. Supposons que deux collectivités aient la même QVLES et espérance de vie moyennes en 1998 (et par conséquent la même espérance de vie en santé). En 1999, une des collectivités est frappée par une forte éclosion de grippe qui emporte les personnes de santé fragile — celles dont la QVLES est très faible. L'autre collectivité y échappe. Après l'éclosion, la QVLES transversale serait plus élevée dans la collectivité affectée, mais l'espérance de vie de 1999 y serait plus basse. L'espérance de vie en santé serait inférieure dans la collectivité touchée, et la différence entre les deux collectivités serait moins élevée que par rapport à l'espérance de vie. Dans cet exemple, une maladie aiguë a des effets opposés sur la QVLES et l'espérance de vie dans la collectivité. Une mesure de l'espérance de vie en santé est le meilleur indicateur qui soit pour mesurer l'effet de l'éclosion de grippe sur une population.

Il existe bien d'autres indicateurs de la santé et modes de planification qui peuvent facilement être utilisés lorsque la table de survie de base a été créée pour un secteur de planification local et combinée à une mesure de QVLES. Citons notamment l'impact de l'élimination de maladies individuelles, basé sur les années de vie perdues selon les tables de survie abrégées simples ou les années de vie en santé perdues^5,6. Cette dernière méthode est particulièrement utile pour modéliser l'évolution du fardeau de la maladie, de l'état aigu à l'état chronique⁴. De même, il est possible d'estimer la contribution des différentes dimensions de la QVLES (marche, douleur, cognition, etc.) ou des différents facteurs sociaux-économiques à l'EVAES^7,8.

La plupart des estimations de l'espérance de vie en santé qui existent se rapportent à des pays⁹, et la plupart des estimations régionales sont calculées pour des populations relativement nombreuses, soit de deux à trente millions de personnes^10-13 (quoiqu'on trouve des exceptions^14,15). Dans la plupart de ces analyses, on a estimé l'espérance de vie sans invalidité ou l'espérance de vie saine (voir les EVAES se rapportant à des populations plus nombreuses dans les études de Wolfson⁷ et de quelques autres auteurs^12,16).

Il est possible de calculer une EVAES fondée sur l'utilité à l'échelon local en Ontario, en raison de l'existence de l'Enquête sur la santé en Ontario (ESO) de 1990, qui fut la première enquête sur la santé d'envergure provinciale à inclure les dimensions de l'état de santé nécessaires pour établir le Health Utilities Index (HUI)¹⁷. Cette mesure de l'état de santé fondée sur l'utilité est incluse dans deux enquêtes permanentes, l'Enquête nationale sur la santé de la population et l'Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes. Pour parvenir à calculer l'EVAES, il faut également des tables de survie locales. Bien que les tables de survie aient traditionnellement été calculées pour de petites populations dans bien des pays, cette pratique était moins répandue dans bien des régions du Canada¹⁸, du moins jusqu'à tout récemment¹⁹. La plupart des secteurs de planification locaux peuvent produire des tables de survie locales à l'aide de méthodes établies²⁰ et de statistiques de l'état civil, s'il existe un codage géographique exact.

Ce document décrit l'établissement de l'EVAES pour les 42 unités de santé de l'Ontario en 1990, à l'aide du Health Utilities Index¹⁷ et des données sur la mortalité des statistiques de l'état civil.

Matériel et méthodes

Sources de données

Les données sur l'état de santé ont été tirées de l'ESO de 1990 (décrite en détail ailleurs^21,22). En bref, 61 239 sujets ont été sélectionnés au moyen d'une méthode d'échantillonnage par grappes stratifié à plusieurs niveaux, utilisant les unités de santé de l'Ontario comme principale unité d'échantillonnage. La population cible incluait tous les habitants de logements privés de l'Ontario. Les personnes résidant dans des réserves des Premières Nations et des établissements de soins de longue durée, le personnel du service extérieur et les habitants des régions éloignées étaient exclus.

L'enquête s'est déroulée en deux étapes, la première comportant un questionnaire rempli à l'occasion d'une entrevue. À cette étape, une personne répondait au nom de tous les membres du ménage (taux de réponse : 87 %). La deuxième étape reposait sur un questionnaire, rempli par les répondants eux-mêmes, qui était remis à tous les membres du ménage âgés de plus de 12 ans (taux de réponse : 77 %; taille effective de l'échantillon : 729-1 746 par unité de santé). Les questions se rapportant aux dimensions du HUI se trouvaient dans le questionnaire rempli par les répondants. Les taux de réponse étaient plus élevés dans les régions rurales, parmi les femmes et parmi les personnes plus âgées.

Les données sur la mortalité du Registraire général de l'Ontario/Statistique Canada pour la période 1988-1992 ont servi à calculer les taux de décès par âge et sexe, pour chaque unité de santé. En tout, 358 490 résidents de l'Ontario sont décédés au cours de la période visée par l'étude (intervalle pour les unités de santé : 1 980-29 671). Les estimations postcensitaires de la population pour 1990, par sexe et groupe d'âge, ont été obtenues de Statistique Canada.

Health Utilities Index

Le HUI est un système de classification de l'état de santé en fonction d'un certain nombre de dimensions ou caractéristiques. Il sert à déterminer une valeur sommaire de l'état de santé individuel comprise entre 0 («décédé») et 1 («parfaite santé»), en fonction de scores de préférence pour différents états de santé²³. Chacun répond à des questions portant sur huit dimensions de la santé fonctionnelle (vision, audition, parole, mobilité, état émotif, pensée et mémoire, dextérité et degré de douleur et de malaise). Chaque dimension s'accompagne de quatre à six réponses possibles s'échelonnant entre un état sans restrictions et un état comportant de grandes restrictions (voir l'annexe).

Le score de préférence pour chaque dimension et la fonction subsidiaire de préférence à plusieurs dimensions ont été repris d'une version antérieure (Mark II) du HUI qui obtenait des réponses d'environ 200 parents d'enfants d'âge scolaire dans une municipalité locale¹⁷. Les facteurs de pondération des préférences ont été estimés à l'aide de la méthode Standard Gamble et de la méthode analogue visuelle²³. Les facteurs de pondération de la version Mark II ont été appliqués aux questions de la version Mark III incluses dans notre étude, au moyen d'un système provisoire de conversion des scores²⁴. La principale différence entre les deux versions est que la version Mark II réunit l'audition, la parole et la vision en une même dimension de «sensation», alors que la version Mark III les traite séparément.

Toutes les estimations individuelles et sommaires du HUI provenant de l'ESO de 1990 ont été pondérées en fonction de la probabilité que le répondant soit sélectionné parmi la population provinciale. Ces pondérations étaient inversement proportionnelles à la probabilité d'être sélectionné pour l'enquête. Les estimations pondérées sommaires du HUI pour les unités de santé ont été normalisées selon l'âge et le sexe par rapport à la population ontarienne de 1990, au moyen de la méthode directe.

Tables de survie

La méthode de Chiang^20,25 a été utilisée pour établir les tables de survie abrégées de chaque unité de santé, selon le sexe et 19 groupes d'âge standard (<1, 1-4, 5-9, 10-14 . . . 85+ ans), pour 1990, en fonction des taux de mortalité par âge de 1988-1992 et des estimations de la population à la mi-intervalle, soit en 1990.

Espérance de vie ajustée selon l'état de santé

On a calculé l'EVAES à l'âge de 15 ans, selon le sexe et l'unité de santé, au moyen d'une version modifiée de la méthode de Sullivan²⁶. À partir de l'ESO de 1990, on a estimé le HUI pondéré selon l'âge et le sexe, pour les 42 unités de santé, par groupe d'âge de cinq ans, de 15 ans à 85 ans et plus. Pour chaque groupe d'âge, on a multiplié les «années de vie vécues» (L_x selon la nomenclature classique des tables de survie, où x correspond à l'intervalle d'âge) de la table de survie correspondante, par l'estimation moyenne du HUI pour créer les «années de vie vécues ajustées selon l'état de santé» . Puis, on a additionné les années de vie vécues ajustées selon l'état de santé et on a divisé la somme par le nombre total de personnes survivant à l'âge de 15 ans, en vue de déterminer l'EVAES à 15 ans. L'espérance de vie perdue ajustée selon l'état de santé correspond à une estimation des années de vie en mauvaise santé, obtenue en soustrayant l'EVAES de l'espérance de vie.

Méthodes statistiques

Pour estimer les intervalles de confiance à 95 %, on a calculé la variance de l'espérance de vie selon une méthode décrite par Chiang²⁵. La variance de l'EVAES a été calculée selon une méthode décrite par Bebbington²⁷, qui ne tient compte que de l'erreur de la mesure de l'état de santé (c.-à-d. le HUI), malgré l'erreur statistique dans la probabilité de décès conditionnelle d'une table de survie. Cette hypothèse est raisonnable, puisque la variance statistique du HUI met en jeu une erreur beaucoup plus grande que la probabilité de décès, malgré la petite taille des populations utilisées dans la présente étude. Les erreurs-types tenaient à la fois compte de l'effet du plan d'enquête et de la pondération de l'échantillon. Le grand nombre d'unités de santé (42) faisait en sorte que chacune d'elles correspondait à une faible proportion de la population ontarienne et, par conséquent, on a estimé la signification statistique en comparant chaque unité de santé à la moyenne ontarienne. Toutes les analyses ont été effectuées à l'aide du logiciel SAS (Statistical Analysis System), version 6.12.

Résultats

Parmi les 46 583 répondants de l'ESO de 15 ans ou plus, 45 583 (98,3 %) ont fourni des réponses valides aux questions utilisées pour établir le HUI. Le HUI moyen pour l'Ontario était de 0,92 (hommes : 0,92; femmes : 0,91), l'intervalle entre les unités de santé étant de 0,89 à 0,93. Le score élevé obtenu pour le HUI moyen et la faible différence entre les unités de santé reflètent la forte proportion de la population qui est en bonne santé, surtout chez les plus jeunes. En ne tenant compte que des répondants en bonne santé (HUI > 0,95, indiquant qu'ils sont en parfaite santé ou qu'ils sont en parfaite santé mais portent des verres correcteurs ou un appareil auditif), on a pu observer une plus grande différence entre les unités de santé (68% du HUI des résidents de l'Ontario dépassait 0,95; intervalle pour les unités de santé : 57% à 75%).

La figure 1 montre le HUI moyen de l'Ontario par âge et les intervalles de confiance (IC) à 95 % pour les estimations des unités de santé. De manière générale, les unités de santé ayant un HUI moyen élevé dans un groupe d'âge avaient également un HUI élevé dans tous les groupes d'âge, ce qui est un fait important puisque la détermination de l'espérance de vie en santé suppose la réunion des scores du HUI par âge et de l'intervalle d'âge des années de vie vécues.

L'espérance de vie à la naissance en Ontario, pour la période 1988-1992, était de 74,8 ans (IC à 95 % = ±0,1) chez les hommes et de 80,9 ans chez les femmes; à l'âge de 15 ans, elle était de 60,7 ans et de 66,6 ans respectivement (IC à 95 % = ±0,1). L'EVAES moyenne chez les hommes de 15 ans en Ontario pour la même période était de 55,2 ans et, chez les femmes, de 59,8 ans (IC à 95 % = ±1,43). La différence entre les sexes en ce qui concerne l'EVAES (4,6 ans) était inférieure à la différence entre les sexes en ce qui concerne les années d'espérance de vie (5,9 ans). Cette période additionnelle de mauvaise santé (1,3 an) reflète une QVLES moindre (telle que mesurée par le HUI) chez les femmes de tous les groupes d'âge supérieurs à 15 ans, mais surtout chez les femmes plus âgées.

La figure 2 montre les intervalles de l'EVAES dans l'ensemble des 42 unités de santé. Chez les hommes, l'intervalle était de 51,3-58,2 ans à l'âge de 15 ans; chez les femmes, il était de 56,6-62,9 ans. L'intervalle de l'espérance de vie chez les hommes était de 57,2-63,2 ans; chez les femmes, il était de 62,6-69,0 ans. Peu d'unités de santé présentaient une différence statistiquement significative (à p < 0,05) par rapport à la moyenne provinciale (10 des 42 unités pour les hommes et 4 pour les femmes; IC à 95% = 1,79-3,21 ans) dans le cas de l'EVAES, comparativement à ce qui a été observé dans le cas de l'espérance de vie (37 des 42 unités pour les hommes et 33 pour les femmes; IC à 95 % = 0,23-0,93 ans). L'EVAES perdue à cause d'une mauvaise santé s'échelonnait entre 4,2 et 6,9 ans chez les hommes, et 6,0 et 8,4 ans chez les femmes. On pouvait observer une corrélation modérée et négative entre l'EVAES perdue et l'espérance de vie (corrélation non pondérée de Pearson= -0,35).

La figure 3 montre le profil géographique de l'EVAES chez les hommes; la répartition est semblable pour les femmes et n'a pas été présentée. De manière générale, les unités de santé du Nord et des régions rurales avaient une EVAES plus courte que les unités des régions urbaines. La différence entre les régions urbaines et rurales est plus marquée dans le cas de l'EVAES que dans le cas de l'espérance de vie (données non présentées). Les hommes de la ville de Toronto étaient l'exception notable, ayant l'espérance de vie la plus courte et l'EVAES la deuxième plus courte. Les femmes de Toronto avaient des résultats un peu meilleurs, se classant dans le quintile le plus bas et le deuxième plus bas pour l'espérance de vie et l'EVAES.

FIGURE 2
Espérance de vie et espérance de vie ajustée selon l'état de santé (EVAES) à l'âge de 15 ans, par unité de santé et sexe, Ontario, 1990<sup>a

a</sup> Chaque

point représente l'espérance de vie ou l'espérance de vie ajustée selon l'état de santé pour une unité de santé. La barre horizontale représente la moyenne ontarienne. Les estimations de l'EVAES et de l'espérance de vie qui s'écartent sensiblement (p < 0,05) de la moyenne ontarienne sont ombrées en noir.

Discussion

Dans cet article, on a estimé l'état de santé à l'échelon local en Ontario en combinant les données sur la mortalité avec un indice de l'état de santé fondé sur l'utilité. Les résultats mettent en évidence deux faits concernant l'EVAES et d'autres mesures de l'espérance de vie en santé. Le premier fait est l'intérêt manifesté pour l'utilisation de l'espérance de vie en santé comme mesure sommaire de la santé dans une population. Il est évident que l'EVAES mesure la santé différemment d'autres indicateurs fondés sur la mortalité et, d'une certaine façon, elle reflète plus fidèlement les notions contemporaines de la santé. Bien qu'on s'intéresse de plus en plus à la comparaison géographique des indicateurs de la qualité de vie liée à l'état de santé, notre exemple théorique de l'effet d'une éclosion de grippe montre comment il peut être difficile d'évaluer l'état de santé de la population uniquement parmi les survivants. Il reste donc à combiner la mortalité et la morbidité en un indicateur unique, et l'espérance de vie en santé est rapidement en train de devenir l'un des choix les plus pratiques pour les pays développés².

L'un des avantages d'une mesure de l'espérance de vie en santé fondée sur l'utilité telle que l'EVAES, à laquelle se trouve intégrée le HUI, est la possibilité de réunir les influences de la mortalité et de la qualité de vie liée à l'état de santé équivalentes pour donner un aperçu global de la santé.

Comme l'EVAES donne un aperçu assez vaste de la santé, même les différences modestes dans son calcul ont une importance en santé publique. Cela étant, la différence marquée observée à l'échelon local (7,1 ans à l'âge de 15 ans chez les hommes contre 6,3 ans chez les femmes) laisse supposer qu'il existe une importante disparité entre les secteurs locaux pour ce qui est de l'état de santé. Comme dans le cas des indicateurs de la mortalité, il existe un fort gradient Nord/Sud et urbain/rural relativement à l'état de santé; toutefois, la différence plus grande chez les hommes par rapport à l'EVAES que par rapport à l'espérance de vie (7,1 ans contre 6,0 ans) révèle une disparité plus grande sur le plan de l'état de santé que ce que laissent entrevoir les indicateurs de la mortalité seuls. L'EVAES calculée à l'échelon local indique que les différences entre les états de santé des hommes sont peut-être même plus prononcées que ce que l'on a pu estimer à l'aide d'autres indicateurs.

Les écarts entre les sexes étaient moins grands dans le cas de l'EVAES que dans celui de l'espérance de vie (4,6 contre 5,9 ans). Les femmes avaient une espérance de vie plus longue que les hommes, mais elles vivaient moins longtemps en santé.

Le second fait concernant les mesures de l'espérance de vie en santé est la possibilité qu'elles offrent de modéliser les effets sur la santé qui ne peuvent être évalués à l'aide des mesures de la mortalité ou de la morbidité séparément. Aucun autre indicateur de la santé de la population pris séparément ne permet d'observer que les hommes desservis par les unités de santé des régions rurales et du Nord vivent moins longtemps et, en plus, passent une moins grande partie de leur vie en santé.

En modélisation de la santé, le véritable potentiel de l'espérance de vie en santé est probablement réalisé avec une ventilation plus poussée des maladies, des états de santé et des transitions entre ces états dans différentes populations et dans le temps. Par exemple, les unités de santé du Nord comptent plus de maladies aiguës, comme des maladies infectieuses chez les enfants et des blessures accidentelles, qui se traduisent par une mortalité supérieure en plus bas âge. Cependant, il y a aussi la question que les personnes et collectivités de ces régions peuvent disposer de moins de ressources et, donc, que ces événements aigus non mortels risquent davantage d'occasionner une invalidité chronique. Si c'était effectivement le cas, la différence serait plus grande entre l'EVAES et l'espérance de vie, comme l'indiquent nos estimations.

Cette étude comporte certaines limites dont il faut tenir compte. L'analyse montre bien qu'il est difficile de se fier à des enquêtes menées dans la population pour évaluer l'espérance de vie en santé à l'échelon local. Malgré la taille imposante de l'échantillon et les grandes différences absolues liées à l'EVAES, l'efficacité statistique est probablement insuffisante pour détecter des écarts statistiquement significatifs entre bon nombre de secteurs locaux de l'Ontario.

Il y a donc lieu de s'interroger sur l'intérêt qu'il y a à estimer l'état de santé à l'aide d'une mesure fondée sur l'utilité à l'échelon local dans des enquêtes vastes et coûteuses telles que l'ESO. Une solution pourrait être d'inclure un nombre limité de questions sur l'état de santé (pas nécessairement le HUI) dans le recensement canadien. Des questions sur l'invalidité ont été incluses dans les recensements de 1991 et 1996, et celles-ci pourraient être utilisées pour estimer l'espérance de vie sans invalidité. Une autre possibilité serait d'estimer d'abord l'efficacité statistique et de ne procéder à une analyse à l'échelon local que si l'efficacité est suffisante. Les résultats présentés ici peuvent être utilisés pour vérifier l'efficacité statistique en vue d'analyses futures, mais l'estimation des variances de tables de survie est un problème complexe, et il n'existe actuellement aucune méthode d'estimation de l'efficacité.

Les patients vivant dans des établissements n'ont pas été inclus dans l'échantillon de l'ESO. Les estimations seraient inférieures si la population lourdement atteinte des établissements était incluse, même si les personnes âgées vivant en établissement constituent une faible proportion de la population totale¹⁶. L'effet est important lorsqu'on compare la différence entre l'EVAES des hommes et des femmes, puisqu'une plus forte proportion de femmes de 65 ans et plus vivent en établissement. Les différences entre les EVAES des unités de santé seraient probablement un peu plus importantes si les patients en établissement étaient inclus, puisqu'il existe une forte corrélation positive entre l'EVAES et les données de recensement sur les patients en établissement normalisées selon l'âge (données non présentées).

L'espérance de vie en santé ne modélise que les interactions complexes entre la morbidité et la mortalité qui prennent de plus en plus d'importance dans la planification des services de santé et sont extrêmement difficiles à observer autrement. Les politiques de la santé visant à améliorer ou réduire les disparités locales dans l'espérance de vie en santé peuvent se distinguer des politiques basées sur les indicateurs actuels. On ignore s'il existe ailleurs de grandes disparités similaires dans l'espérance de vie en santé à l'échelon local. Cependant, on observe des différences locales par rapport à d'autres indicateurs de la santé, tels que la mortalité infantile et la perception personnelle de l'état de santé, dans d'autres provinces du Canada, et il en existe probablement aussi pour l'espérance de vie en santé.

On a besoin de tables de survie ainsi que de données sur l'état de santé à l'échelon local. Les premières sont le plus souvent disponibles, mais les données sur l'état de santé ne sont pas systématiquement recueillies à cet échelon. La justification de la collecte de données aussi coûteuses se trouve dans la nécessité d'effectuer une planification locale et dans l'avantage additionnel que celles-ci présentent par rapport aux données provinciales. Néanmoins, il subsiste à l'égard des estimations locales plusieurs questions de méthodologie statistique qu'il faudra évaluer plus à fond.

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^a Aux fins de ce travail, les secteurs locaux sont les 42 unités de santé de l'Ontario qui comptent une population se situant entre 40 600 et 739 900 habitants (médiane : 385 900). La population totale de l'Ontario était de 10 341 200 en 1990.

Douglas G. Manuel, Vivek Goel et  J. Ivan Williams, Department of Public Health Sciences, University of Toronto; et Institute of Clinical Evaluative Sciences, Toronto (Ontario)

Paul Corey, Department of Public Health Sciences, University of Toronto, Toronto (Ontario)

Correspondance : D^r Douglas Manuel, Institute for Clinical Evaluative Sciences, G-119, 2075 Bayview Avenue, Toronto (Ontario)  M4N 3M5;  Téléc : (416) 480-6048; Courriel : d.manuel@utoronto.ca

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