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Mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James

1987-1992

auteure:

Marie Hélène Saint-Pierre Agente de recherche

Décembre 1995

r £ g i e r é g i o n a l e D E L A S A N T É E T DES SERVICES S O C I A U X D E M O N T R É A U C E N T R E

Direction de la santé publique

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On peut obtenir des exemplaires additionnels du présent rapport au coût de $10.00 en s'adressant à:

Module de santé publique région crie 1610 rue Ste-Catherine ouest, suite 404 Montréal, Qc H3H 2S2 Télécopieur: (514) 989-7273

© Direction de la santé publique Régie régionale de ia Santé et des Services sociaux de Montréal-Centre (1995) Tous droits réservés

Dépôt légal: 2° trimestre 1996 Bibliothèque nationale du Québec Bibliothèque nationale du Canada

ISBN : 2-921740-62-1

Remerciements

Je désire remercier tout spécialement les agentes locales d'inscription de chaque village de la région crie de la Baie James, qui ont si aimablement prêté leur concours à une étape cruciale de cette étude, soit celle de la vérification de la liste des personnes décédées dans chaque village. Ma reconnaissance s'adresse ainsi à Mesdames Isabelle Cheezo, Mary Chewaniah, Victoria George, Annie Mapache, Susan Moses, Jeanne Saganash, Sarah Stewart, Elizabeth Tanoush. Je remercie également le Dr Elizabeth Robinson qui s'est chargée de faire les appels nécessaires à cette vérification, et qui a lu et commenté les diverses versions de ce rapport. Un merci aussi au Dr Peter Barss qui a bien voulu vérifier la liste des personnes décédées par traumatismes.

J'aimerais également témoigner ma reconnaissance à de nombreuses personnes pour leur grande disponibilité à me fournir les informations demandées, entres autres à Monsieur Brian Schnarch du Conseil régional Kativik de la santé et des services sociaux, à Madame Monique Murphy et à Monsieur Richard Halley du ministère de la Santé et des Services sociaux du Québec et à Madame Shirley Joe du Bureau de la statistique du Québec. Je remercie enfin toutes tes personnes du Module de santé publique-région crie de la Baie James qui, d'une manière ou d'une autre, ont contribué à la réalisation de cette étude: notamment, Gaétane Bérubé pour de nombreux services rendus et pour son agréable compagnie, Robert imrie, Hélène Caron et Christina Smeja.

Institut national de santé publique du Québec 4835, avenue Christophe-Colomb, bureau 200

Montréal (Québec) H2J 3G8

Tél.: (514)597-0606

Résumé: Mortalité de la population des hutt villages cris de la Baie James 1987-1992 I

RÉSUMÉ

Cette étude de la mortalité de la population des villages cris de la Baie James se situe dans le cadre des activités de connaissance/surveillance de l'état de santé de la population desservie par le Conseil cri de la santé et des services sociaux de la Baie James. Ces activités sont assurées par le Module de santé publique-région crie de la Baie James, de l'Hôpital général de Montréal, qui joue le rôle de Direction de la santé publique pour le Conseil cri de la santé et des services sociaux de la Baie James.

Deux études ont été menées précédemment concernant la mortalité de la population crie de la Baie James, soit pour les périodes 1975-1981 et 1982-1986. La présente étude a pour objectif principal d'assurer le suivi avec ces études antérieures. L'étude vise à brosser un portrait global de la mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James pour la période 1987-1992, et d'en situer les grands paramètres par rapport aux périodes antérieures et à d'autres populations.

La population visée par l'étude est toute la population dont le lieu de résidence habituel est situé dans la région socio-sanitaire 18 (anciennement 10B, puis 12) durant la période 1987-1992, soit dans les villages de Waskaganish, Eastmain, Wemindji, Chisasibi, Whapmagoostui, Waswanipi, Mistissini et Nemiscau. Cette population compte très majoritairement des Cris, mais également une cinquantaine d'Inuit et quelque trois cents personnes non autochtones. Au 1e janvier 1990, la population des huit villages cris de la Baie James est estimée à 9 567 personnes. Signalons que le village d'Oujé-Bougoumou ne fait pas partie de l'étude puisqu'il n'était pas sous la juridiction du Conseil cri de la santé et des services sociaux de la Baie James durant la période concernée.

INFORMATIONS MÉTHODOLOGIQUES

Les données sur les décès résultent de l'appariement d'informations nominatives provenant de trois sources: du Registre de population et du Registre des Autochtones bénéficiaires de la Convention de la Baie James et du Nord québécois, tous deux tenus à jour au ministère de la Santé et des Services sociaux du Québec, et d'une compilation informatisée des décès effectuée au Module de santé publique-région crie de la Baie James à partir des rapports mensuels des cliniques de santé dans les villages cris. L'estimation de la population est issue d'une compilation spéciale provenant du Registre des Autochtones bénéficiaires de la Convention de la Baie James et du Nord québécois en ce qui concerne la population autochtone; elle est basée sur les recensements du Canada pour la population non autochtone.

L'étude de la mortalité dans une population de taille réduite comme celle des huit villages cris de ta Baie James oblige à examiner les résultats avec prudence, compte tenu du petit nombre de décès qui peuvent y survenir et des larges fluctuations aléatoires qui sont alors possibles. Surtout lorsqu'on désagrège l'analyse, il suffit très souvent de quelques

Résumé: Mortalité de la population des hutt villages cris de la Baie James 1987-1992 III

décès de plus ou de moins pour que les taux varient de manière importante. Aussi, des tests statistiques ont été effectués sur les différences de taux obtenus. Ainsi, lorsqu'une différence est dite significative, la probabilité que cette différence ne soit due qu'au hasard est de moins de 5%. Dès lors, on peut donc raisonnablement penser qu'une telle différence indique un risque de décéder réellement différent dans les deux populations ou pour les deux périodes comparées.

MORTALITÉ GÉNÉRALE

Durant la période 1987-1992, on a dénombré 240 décès survenus au sein de la population des huit villages cris de la Baie James. Le nombre annuel moyen de décès rapporté à la population moyenne durant la période1 donne un taux brut de mortalité de 4,2 pour mille, taux qui est similaire pour l'ensemble de la population de la région ou pour la population crie seulement.

L'espérance de vie à la naissance représente le nombre moyen d'années que vivrait une génération fictive qui connaîtrait, sa vie durant, les taux de mortalité par âge de la population étudiée durant la période concernée. L'espérance de vie à la naissance est ainsi estimée, pour la période 1987-1992, à 74,2 ans pour l'ensemble de la population des huit villages cris de la Baie James, à 71,3 ans pour les hommes et à 77,1 ans pour les femmes; de plus, si on ne considère que la population crie, on obtient une estimation équivalente. Par rapport à la période précédente, l'espérance de vie à la naissance de la population de la région aurait augmenté d'environ une année. Par ailleurs, l'espérance de vie à la naissance de la population des huit villages cris de la Baie James pour la période 1987-1992 est de quelques années inférieure à celle des populations de l'ensemble du Québec et du Canada en 1990; par contre, elle est supérieure à celle des Indiens du Canada en 1991 d'environ quatre ans, et à celle des Inuit de Nunavik pour la période 1989-1993 de plus de dix ans.

MORTALITÉ PAR AGE

La répartition selon l'âge des 240 décès observés dans les villages cris de la Baie James durant la période 1987-1992 montre que la moitié des décès sont survenus après 65 ans, alors que 14% des décès sont attribuables aux moins de 15 ans et 24% aux moins de 25 ans. Cette répartition est entre autres liée à la structure par âge relativement jeune de la population. Ainsi par comparaison, pour la population du Québec qui compte une proportion importante de personnes âgées, ce sont 71 % des décès qui surviennent après 65 ans.

1 Estimation de la population au 1e janvier 1990, soit au milieu de la période 1987-1992.

Iv Résumé: Mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James 1987-1992

Les taux de mortalité selon l'âge de la population de la région crie en 1987-1992 suivent la courbe habituelle: relativement élévés chez les'môins d'un ant les taux de mortalité décroissent ensuite pour atteindre leur minimum chez les 5-14 ans et par la suite, augmenter lentement d'abord, puis rapidement avec l'âge. Toutefois, comparativement à la période 1982-1986, on observe en 1987-1992 une hausse importante de la mortalité dans le groupe d'âges de 65-74 ans, groupe dans lequel les décès sont nombreux, et une diminution appréciable de la mortalité chez les 1-4 ans; ces deux différences sont significatives. Pour tous les autres groupes d'âges, les taux sont dans l'ensemble plus faibles en 1987-1992 qu'en 1982-1986 (différences non significatives) ou encore se situent à des niveaux voisins.

Par ailleurs, les taux de mortalité par âge de la population des huit villages cris de la Baie James sont, comparativement à ceux de la population du Québec en 1990, significativement plus élevés chez les moins de 45 ans, tout particulièrement chez les moins de 25 ans; à l'inverse, ils sont significativement plus faibles que ceux observés chez les Indiens du Canada en 1991 pour les groupes d'âges se situant entre 25 et 65 ans.

Mortalité infantile

La mortalité infantile est habituellement perçue comme un indicateur privilégié du développement socio-économique et sanitaire d'une population. Le taux de mortalité infantile se calcule en rapportant le nombre de décès d'enfants de moins d'un an durant une période donnée au nombre de naissances vivantes durant la même période. De plus, on distingue la mortalité néonatale (moins de 29 jours de vie) et la mortalité post-néonatale (29-364 jours de vie); la mortalité périnatale est définie quant à elle par la somme des mortinaissances (enfants mort-nés) et des décès d'enfants de moins de 7 jours de vie, rapportée à toutes les naissances (naissances vivantes et mortinaissances).

Durant la période 1987-1992, 18 enfants de moins d'un an sont décédés au sein de la population des huit villages cris de la Baie James et 9 mortinaissances ont été enregistrées. Les divers taux de mortalité infantile qui en découlent montrent alors que la baisse de la mortalité infantile, amorcée entre les périodes 1975-1981 et 1982-1986, s'est poursuivie au cours de la période 1987-1992, bien qu'à un rythme moins accentué. Essentiellement, la baisse de la mortalité infantile entre 1982-1986 et 1987-1992 est due à une diminution appréciable de la mortalité post-néonatale (29-364 jours), différence qui est d'ailleurs presque significative, alors que les taux de mortalité périnatale et néonatale sont, à toutes fins utiles, demeurés stables. Le tableau ci-dessous compare la mortalité infantile observée dans les huit villages cris de la Baie James en 1987-1992 à celle d'autres populations.

Résumé: Mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James 1987-1992 v

Taux de mortalité périnatale, néonatale, post-néonatale et infantile (pour 1000 naissances)

Québec et régions socio-sanitaires (RSS), 1987-1992; Canada, 1990; Indiens du Canada, 1991

POPULATION TAUX DE MORTALITÉ (pour 1000 naissances) POPULATION

Périnatale Néonatale Post-néonatale

Infantile

Région crie de la Baie James (RSS 18) 6,7 3,1 8,0 11,0

Canada (1990)1 7,7 4,6 2,2* 6,8*

Québec2 8,3 4,3 2,0* 6,4*

Abitibi et Côte Nord (RSS 8 et 9)2 8,9 4,9 2,5* 7,4

Kativik (RSS 17)a 16,4* 11,3* 18,5* 29,8*

Indiens du Canada (1991)3 13,9* 5,0 6,9 11.9

Sources:1 Statistique Canada, 1992 2 MSSS, Service de l'infocentre, application NVMI, avril 1994 3 Santé et Bien-être social Canada * L'astérique indique une différence significative par rapport à la mortalité de la RSS 18.

On voit alors que la mortalité infantile dans la région crie de la Baie James en 1987-1992 est plus élevée que celle observée dans l'ensemble du Québec et dans les régions Abitibi et Côte-Nord durant la même période, de même qu'au Canada en 1990, essentiellement en raison d'un taux de mortalité post-néonatale supérieur. Par rapport à deux populations autochtones, le taux de mortalité infantile de la population de la région est comparable à celui des indiens du Canada en 1991, mais est largement inférieur à celui des Inuit de Nunavik pour la période 1987-1992 (le taux observé dans la région de Kativik concernant essentiellement ces derniers, quoique non exclusivement).

En somme

Le niveau de mortalité générale (tous âges confondus) est une résultante des taux de mortalité par âge et de la structure par âge des populations. Ainsi, quand on élimine l'effet de structures par âge différentielles, on remarque que le niveau de mortalité générale de la population des huit villages cris de la Baie James est équivalent en 1987-1992 à ce qu'il était à la période précédente (1982-1986). On constate de plus que la mortalité générale est significativement plus élevée dans les huit villages cris de la Baie James en 1987-1992 que pour l'ensemble du Québec en 1990, alors qu'elle est nettement plus faible que celle des Indiens du Canada en 1991. Cependant, quand on

vl Résumé: Mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James 1987-1992

tient compte du sexe, on voit que seule la mortalité féminine est significativement plus élevée dans la région crie qu'au Québec (une fois et demie environ), alors que par rapport aux Indiens du Canada, la mortalité de la région est inférieure pour les deux sexes.

MORTALITÉ PAR CAUSE

Sur les 240 décès survenus dans les villages cris de la Baie James au cours de la période 1987-1992, les trois quarts (181) sont attribuables à seulement quatre grandes causes. Ces principales causes sont, dans l'ordre, les maladies de l'appareil circulatoire (63 décès, soit 27% de tous les décès), les traumatismes (52 décès - 22%), les tumeurs (42 décès -18%) et les maladies de l'appareil respiratoire (24 décès -10%). Durant la période précédente, on observait ces mêmes quatre causes principales de décès mais selon des proportions légèrement différentes.

La mortalité par maladies de l'appareil circulatoire, principale cause de décès en 1987-1992 tout comme en 1982-1986, a légèrement augmenté entre les deux périodes, mais la différence n'est pas significative. Pour les trois autres principales causes de décès, on constate que la mortalité par tumeurs et par maladies de l'appareil respiratoire a diminué légèrement entre 1982-1986 et 1987-1992, alors que la mortalité attribuable à des traumatismes est demeurée stable. De plus, même si ces deux causes sont responsables d'un petit nombre de décès seulement, les taux de mortalité due aux maladies infectieuses et à des symptômes et états mal définis ont diminué fortement entre 1982-1986 et 1987-1992. Signalons en outre qu'aucune des différences observées dans les taux de mortalité selon teucause entre 1982-1986 et 1987-1992 n'est significative.

La mortalité par traumatismes peut être décomposée selon la cause du traumatisme. Pour la population des huit villages cris en 1987-1992, on trouve ainsi 18 décès causés par des accidents impliquant des véhicules à moteur (sur la voie publique ou en dehors de celle-ci), 12 suicides, 9 noyades et 13 décès attribuables à des causes diverses. Compte tenu du petit nombre de décès dans chaque catégorie, il importe de considérer avec prudence les résultats qui suivent. Ainsi, on constate que le taux de mortalité pour des traumatismes attribuables à des accidents impliquant des véhicules à moteur a augmenté entre 1982-1986 et 1987-1992, de même que le taux de suicides, ce dernier taux ayant plus que doublé entre les deux périodes et la différence est presque significative. Par contre, le taux de noyades a diminué significativement entre les deux périodes.

Comparativement à l'ensemble du Québec en 1990, la mortalité dans la région crie de la Baie James en 1987-1992 est significativement plus élevée pour trois causes de décès: pour les maladies de l'appareil respiratoire, pour les maladies des organes génito-urinaires et pour les traumatismes. La surmortalité pour ces trois causes n'est cependant effective que pour les femmes, la mortalité des hommes n'étant significativement plus

Résumé: Mortalité de la population des huit villages crl6 de la Baie James 1987-1992 vil

élevée que pour les traumatismes. Pour les deux autres principales causes de décèst

soit la mortalité par tumeurs et par maladies de l'appareil circulatoire, les niveaux observés dans la région en 1987-1992 sont comparables à ceux du Québec. Enfin, la mortalité par traumatismes est significativement plus élevée dans la région qu'au Québec, tout particulièrement pour les noyades (presque dix fois plus élevée), mais aussi pour les accidents impliquant des véhicules à moteur, alors que le taux de mortalité par suicides, légèrement plus élevé qu'au Québec, ne présente cependant pas de différence significative.

La mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James en 1987-1992 est de niveau comparable à celle des Indiens du Canada en 1991 pour la majorité des causes de décès. La mortalité est toutefois significativement moins élevée dans la population de la région que chez les Indiens du Canada pour trois causes, à savoir pour les maladies de l'appareil digestif, pour les symptômes et états mal définis et pour les traumatismes. De plus, la ventilation des causes de décès par traumatismes indique que la mortalité due à des accidents impliquant des véhicules à moteur est plus faible dans la population de la région que chez les Indiens, alors que le taux de mortalité par noyades est légèrement plus élevé, ces différences n'étant cependant pas significatives. Par contre, la mortalité par suicides apparaît significativement plus faible dans la population de la région crie de la Baie James que chez les Indiens du Canada en 1991.

A titre informatif, voici quelles ont été les principales causes de décès de la population de la région en 1987-1992 pour les différents groupes d'âges. Chez les enfants de moins d'un an, les affections originant durant la période périnatale et la leucoencéphalopathie crie (maladie du système nerveux) ont occasionné près des deux tiers des décès. Les traumatismes ont été la cause de tous les décès chez les 1-4 ans, de la majorité des décès chez les 15-24 ans et de la moitié des décès chez les 25-44 ans. Les maladies de l'appareil circulatoire et les tumeurs constituent les deux plus grandes causes de décès chez les 45-64 ans et chez les 65-74 ans, alors que les maladies de l'appareil respiratoire s'ajoutent à cette liste dans le cas des 75 ans et plus.

MORTALITÉ PAR SOUS-RÉGION

Pour la période 1987-1992, le niveau de mortalité est équivalent dans les villages côtiers (Waskaganish, Eastmain, Wemindji, Chisasibi et Whapmagoostui) et dans les villages intérieurs (Waswanipi, Mistissini et Nemiscau). L'espérance de vie à la naissance continuerait cependant, selon l'estimation qu'on peut en faire, d'être légèrement supérieure dans les villages côtiers que dans les villages intérieurs, tout comme pour les périodes précédentes. A toutes fins utiles, la mortalité infantile ne présente pas de différence entre villages côtiers et villages intérieurs pour la période 1987-1992, ce qui constitue une amélioration sensible de la situation dans les villages intérieurs comparativement à la période précédente, alors que la situation est demeurée inchangée dans les villages côtiers. Par ailleurs, la proportion de décès attribuables aux

vlll Résumé: Mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James 1987-1902

traumatismes est plus élevée dans.les villages intérieurs que dans les villages côtiers, cela conformément à ce qui avait été observé à là période précédente.

CONCLUSION

La mortalité s'est-elle améliorée au sein de la population des huit villages cris de la Baie James entre 1982-1986 et 1987-1992? On constate d'une part un niveau de mortalité générale similaire entre les deux périodes et d'autre part, une augmentation de l'espérance de vie à la naissance. Ce constat qui peut sembler paradoxal s'explique par révolution particulière des taux de mortalité par âge entre les deux périodes. Ainsi, les taux n'ont varié de façon significative que pour deux groupes d'âges (1-4 ans et 65-74 ans). Cependant, comme le calcul des indicateurs de mortalité s'effectue sur les données concrètes d'observation, il faut aussi compter avec une diminution relative de la mortalité dans les groupes d'âges inférieurs à 65 ans (non significative). Dès lorst les mouvements à la baisse (avant 65 ans) et à la hausse (65 à 74 ans) se conjuguant différemment dans le calcul des deux indicateurs expliquent la différence obtenue. En conséquence, on ne peut que conclure que la mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James en 1987-1992 est, à tout le moins, équivalente à ce qu'elle était en 1982-1986 et ce, d'autant plus si on considère que le taux de mortalité à 65-74 ans constaté en 1982-1986 semble anormalement bas en comparaison des valeurs observées pour les deux périodes encadrantes (1975-1982 et 1987-1992) ou pour des populations de plus grande taille.

Par ailleurs, l'examen des causes de décès peut indiquer certaines orientations à suivre en matière de prévention. Ainsi, tant en 1987-1992 qu'en 1982-1986, il y a surmortalité dans la région comparativement à l'ensemble du Québec ou du Canada pour ce qui est de la mortalité par traumatismes, notamment pour les accidents impliquant des véhicules à moteur et les noyades; il y a également surmortalité, pour les femmes seulement en 1987-1992 d'après nos données, pour les maladies de l'appareil respiratoire et les maladies des organes génito-urinaires.

Soulignons enfin qu'en troisième partie du rapport, nous présentons une évaluation de la qualité des données utilisées. Il en ressort que le recensement du Canada de 1991 ne pouvait fournir une estimation valable de la population de la région, alors qu'il a fallu obtenir une compilation spéciale pour pouvoir compter sur des données adéquates provenant du Registre des Autochtones bénéficiaires de la Convention de la Baie James et du Nord québécois. Concernant les décès, aucune des sources utilisées ne mentionnait tous les décès. Un examen plus approfondi a fait ressortir la complémentarité des trois sources de données si on voulait obtenir le compte le plus complet possible des décès survenus au sein de la population des huit villages cris de la Baie James durant la période 1987-1992. Cependant, les trois sources de données n'étant pas d'égale valeur à d'autres égards, il appert que le Registre de population est la source de données vers laquelle l'utilisation devrait tendre, notamment parce que les causes de décès y sont présentées et codifiées par des professionnels habilités à cette tâche, ce qui n'est pas le cas pour les deux autres sources de données. Aussi, des

Résumé: Mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James 1087-1092 lx

avenues sont-elles proposées afin d'améliorer la couverture des décès de la région crie de la Baie James par le Registre de population qui, pour la période 1987-1992, s'établit à 79%.

Principales références bibliographiques

Courteau, J.P. (1989), Mortality among the James Bay Cree of northern Quebec: 1962-1986. Thèse de maîtrise, Department of Epidemiology and Biostatistics, McGill University, Montréal.

Duchesne, L. (1992), La situation démographique au Québec, édition 1991-1992. Bureau de la statistique du Québec, Les Publications du Québec.

Ministère de la Santé et des Services sociaux (1993), Statistiques sur les causes de mortalité au Québec. 1971, 1976, 1960 à 1991. MSSS, Direction générale de la planification et de l'évaluation, Service des études et analyses, Québec.

Robinson, E. (1985), Mortality among the James Bay Cree, Quebec, 1975-1982 in Circumpoiar Health 64, Proceedings of the Sixth international Symposium on Circumpolar Health, Robert Fortuine ed., University of Washington Press, Seattle, WA et London, England, pp. 166-9.

Statistique Canada (1992), Rapports sur la santé, Décès 1990. Supplément no 15, vol. 4, no 1, Statistique Canada, no 82-003S15 au catalogue.

De plus, certaines données pour le Québec et les régions proviennent du fichier annuel des décès du Québec en 1990 (fichier informatisé disponible dans toutes les Unités de santé publique) et de l'application informatique NVMI(Naissances vivantes et mortalité infantile) du ministère de la Santé et des Services sociaux du Québec (MSSS). En outre, M. Brian Schnarch du Conseil régional Kativik de la santé et des services sociaux nous a fourni certaines informations concernant les Inuit de même que les données de base sur les Indiens du Canada en 1991, données provenant de la Direction générale des services médicaux sur la santé des Indiens, Santé Canada.

x Résumé: Mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James 1987-1992

SUMMARY

This study of deaths among the residents of the James Bay Cree villages is one component in the ongoing health monitoring of the population served by the Cree Board of Health and Social Services of James Bay. These activities are carried out by the Public Health Module-Cree region of James Bay, of the Montreal General Hospital. This unit acts as the Public Health Department for the Cree Board of Health and Social Services of James Bay.

Two previous studies looked at mortality in the Cree population of James Bay; they covered the periods 1979 to 1981 and 1982 to 1986. The purpose of this study is to to describe rates and causes of deaths among the residents of the Cree villages, and to compare them to previous studies and to similar data from other populations.

The study population included persons whose usual place of residence was health region 18 (formerly 10B, then 12) during the period 1987 to 1992, that is in one of eight villages: Whapmagoostui, Chisasibi, Wemindji, Eastmain, Waskaganish, Mistissini, Nemaska or Waswanipi. Majoritarily Cree, the population included about 50 inuit and 300 non-natives, and was estimated at 9567 persons on January 1,1990. The village of Oujé-Bougamau was not part of the study because its population was not served by the Cree Board of Health and Social Services during the study period.

METHODOLOGY

Death data was compiled by matching nominal information from three sources: the Population Register, and the Register of Beneficiaries of the James. Bay and Northern Quebec Agreement, both of which are kept by the Ministry of Health and Social Services of Quebec; and a computerized list of deaths put together at the Public Health Module-Cree region, using monthly death reports from the health clinics in the Cree communities. The estimate of the total population used as a denominator to calculate rates is based on data from the Register of beneficiaries (for the aboriginal population) and on census data for the non-native population.

Studying deaths in a small population such as this one requires careful interpretation of the results, as the small number of deaths may lead to large random fluctuations in rates, especially when data is divided into subcategories (for example, by age or cause of death). Tests of statistical significance are used when comparing two or more rates to see whether the difference is real or merely due to chance. A difference is stated to be significant if there is less than a 5% probability that it is due to chance.

Summary: Rates and causes of death James Bay Cree communities of northern Quebec 1087-1902 xl

LIFE EXPECTANCY

During the study period of 6 years, from 1987 to 1992,240 persons residing in the 8 Cree communities died. The average annual number of deaths divided by the average population for the time period2 gives a crude death rate of 4.2 deaths per thousand; this figure is similar whether we look at the total population of the region or just the Cree population.

Life expectancy at birth is the average number of years that a person could expect to live if the age-specific mortality rates calculated during a given period were maintained throughout the person's lifetime. For the population of the Cree communities during the years 1987 to 1992, life expectancy at birth was 74.2 years; 71.3 years for men and 77.1 years for women; equivalent values are obtained if only the Cree population is considered. Life expectancy at birth increased by one year compared with the previous period. Life expectancy in the Cree communities is several years lower than that of Canada or Quebec in 1990; however, it is about four years higher among the Cree than among other Indians of Canada, and more than ten years higher when compared with Quebec's Inuit population.

MORTALITY OF DIFFERENT AGE GROUPS

Half of the deaths in the Cree communities during the period 1987 to 1992 occurred among persons aged 65 and over, while 14% (34 deaths) are attributable to children under 15 and 24% (58 deaths) to the under-25 age group. This distribution is linked to the relatively large number of young people in the Cree communities. In the whole of Quebec, 71% of deaths occur among persons aged 65 and over, because the proportion of older persons is much higher.

Mortality rates of the various age groups in the Cree communities follow the usual pattern: relatively high under one year of age, decreasing to a minimum between 5 and 14 years of age, and increasing slowly at first, then more rapidly, with age. Compared to the years between 1982 and 1986, in this more recent period mortality rate among the 65 to 74 age group increased and that of the 1 to 4 year olds decreased; these differences are statistically significant. For other age groups, rates between 1987 and 1992 are similar or appear slightly lower.

Residents of the Cree communities under age 45 (and particularly those under age 25) die at higher rates than Quebec province residents in the same age groups. However, death rates among Indians of Canada aged 25 to 65 are significantly higher than among the Cree.

2The estimation of the population on January 1, 1990, i.e. the midway point in the 6-year period.

xll Summary: Rates and causes off death James Bay Cree communities off northern Quebec 1987-1992

INFANT MORTALITY

Infant mortality is considered a good general indicator of health and socio-economic development. The infant mortality rate is calculated by dividing the number of deaths of babies less than one year old for a given time period, by the number of live births in the same period. Neonatal mortality consists of deaths occurring before 29 days of life and post-neonatal mortality counts deaths from 29 to 364 days of life. Perinatal mortality is the sum of stillbirths and deaths in the first 6 days of life.

From 1987 to 1992,18 children less than one year old died in the Cree communities and 9 stillbirths occurred. The decrease in infant mortality seen between 1975-1981 and 1982-1986 continued between 1987 and 1992, albeit at a lower rate. The decrease in infant mortality between 1982-1986 and 1987-1992 is mainly due to a drop in post-neonatal mortality; this drop is almost statistically significant. Neonatal and perinatal mortality have remained stable. The table below compares infant mortality in the eight Cree villages from 1987 to 1992 with the same indicators in other populations.

Infant mortality in the Cree region is higher than in Canada, Quebec as a whole and the Abitibi and Lower North Shore regions, mainly because of its higher post-neomortality rate. Cree infant mortality is similar to other Indians of Canada but much lower than among Inuit of northern Quebec (Nunavik region).

Infant, neonatal, post-neonatal, and perinatal mortality rates (per 1000 births) >

Quebec and other health regions, 1987-1992; Canada, 1990; Indians of Canada, 1991

POPULATION MORTALITY RATE (per 1000 births) POPULATION

Perinatal Neonatal Post-neonatal

Infant

Cree Region of James Bay (Region 18) 6,7 3,1 8,0 11,0

Canada (1990)1 7,7 4,6 2,2* 6,8*

Quebec2 8,3 4,3 2,0* 6,4*

Abitibi and Lower North Shore (Region 8 and 9)2 8,9 4,9 2,5* 7,4

Kativik (Region 17)2 16,4* 11,3* 18,5* 29,8*

Indians of Canada (1991)3 13,9* 5,0 6,9 11,9

Sources:1 Statistique Canada, 1992 2 MSSS, Service de I'infocentre, application NVMI, avril 1994 3 Santé et Bien-être social Canada * L'astérique indique une différence significative par rapport à la mortalité de la RSS 18.

Summary: Rates and causes of death James Bay Cree communities of northern Quebec 1987-1902 xiii

GENERAL MORTALITY

The crude mortality rate is a function of death rates in the various age groups and of the age structure of the population. When the age of the population in the two periods is controlled for, the total mortality rate (all ages combined) is the same from 1987 to 1992 as it was from 1982 to 1986. The standardized total mortality rate for the Cree is significantly higher than for the whole of the province of Quebec in 1990, but on closer scrutiny, this is due solely to a higher mortality rate among Cree women (one and a half times higher than for women in all of Quebec), while the death rate among Cree men is similar to that for men in the whole of Quebec. The overall Cree death rate is significantly lower than that for Indians of Canada in 1991, and this holds true for both sexes.

CAUSES OF DEATHS

Three-quarters of the 240 deaths fell into one of four major groups; these are circulatory system diseases (mostly heart attacks and strokes), 63 deaths, or 27% of all deaths injuries (trauma, whether intentional or non-intentional), 52 deaths or 22% of all deaths tumours (cancer), 42 deaths, 18% of deaths respiratory system diseases, 24 deaths, 10%.

In the previous period studied, these were also the four main causes but in slightly different proportions. ^

Mortality from circulatory system diseases appeared to increase slightly between 1982-1986 and 1987-1992, while tumours and respiratory diseases decreased and injuries remained stable. Mortality from infectious diseases and "poorly defined conditions", though relatively rare, decreased markedly between the two periods. However, none of the changes between the two periods for the various causes of death was statistically significant.

Among the 52 trauma deaths, 18 were due to motor vehicle accidents, 12 to suicides, 9 to drowning, and 13 to various other causes. Since there are only a small number of deaths in of these subcategories, the following comments should be interpreted cautiously. Motor vehicle accident rates appeared to increase between 1982-1986 and 1987-1992, and suicide rate more than doubled, which was almost statistically significant. The drowning rate decreased significantly between the two periods.

Mortality in the Cree communities is significantly higher than in Quebec in three causal categories: respiratory system diseases, genito-urinary system diseases, and trauma. Except for trauma, it is mainly among women that the increased rates among the Cree are seen. For circulatory system diseases and tumours, rates are similar among the Cree

xfv Summary: Rates and causes of death James Bay Cree communities of northern Quebec 1987-1902

to those for Quebec as a whole. Injury mortality is significantly higher than for the whole of Quebec, especially in the case of drownings (10 times higher), but also for motor vehicle accidents. The suicide rate is slightly higher than in the whole of Quebec but not significantly so.

Mortality in the Cree region from 1987-1992, when compared to other Indians of Canada in 1991, is significantly lower for digestive system diseases, trauma, and "symptoms and ill-defined conditions". Suicide mortality rate among the Crees is significantly lower than among other Canadian Indians; motor vehicle accident death rates appear slightly lower among the Cree, while drowning rates appear higher.

Looking at the different age groups, among babies dying under one year of age, Cree leukoencephalopathy, and "problems of perinatal origin" led to more than two-thirds of deaths. Injuries caused all 7 deaths of toddlers aged 1 to 4 years. Most deaths in 15 to 24 year olds and half in 25 to 44 year olds were also due to trauma. Circulatory system diseases and cancer were the two most important causes in persons aged 45 to 74, and respiratory diseases an additional category in people dying aged 75 and over.

Comparing the coastal and inland communities, in this study, overall mortality is the same in the two regions. However, life expectancy appears to be very slightly higher in the coastal than in the inland villages. For all practical purposes, infant mortality from 1987 to 1992 was the same in both regions; compared with the previous period, it has improved in the inland communities and remained stable on the coast. As noted in previous periods, trauma deaths, especially motor vehicle injuries, occured more frequently in the inland communities.

CONCLUSION

Have death rates improved in the Cree region since the 1982 - 1986 study? We found that the all-ages-combined general mortality rate was almost identical in the two periods, while life expectancy increased. This apparent paradox can be explained by the way the two indicators are calculated. Between the two time periods, age-specific mortality changed significantly in two age groups, decreasing among the one to four year olds, and and increasing among 65 to 74 year olds. In between these ages, mortality decreased but not significantly. In calculating the two indicators different age groups are weighted differently, thus leading to seemingly contradictory results. We can say that mortality in the 1987 to 1992 period is at least equivalent to what it was in 1982 to 1986, especially taking into account that the mortality rate among 65 to 74 year olds in 1982 to 1986 seems abnormally low when compared with the previous (1975 to 1982) and subsequent periods, and with other populations.

Study of the causes of death suggest some directions for prevention programs. Compared with other regions of Quebec, death rates from trauma are high, particularly

Summary: Rates and causes of death James Bay Cree communities of northern Quebec 1987-1902 xv

for motor vehicle accidents and drownings. Cree women die at comparitively high rates from respiratory system and genito-urinary system diseases.

In the third part of the report, we evaluate the quality of the data used. We concluded that the Canada census of 1991 could not provide a valid estimate of the region's population, so we had to request a special listing from the Register of beneficiaries of the James Bay and northern Quebec agreement. With respect to the deaths, none of the three sources included all the deaths; each source listed a few deaths that the others did not. The Quebec Register of the Population list of deaths, which included 79% of all deaths in the region from the three lists combined, has the advantage of including information on the cause of death obtained from the death certificate and coded by professionals. Suggestions are made to increase the completeness of the Quebec Register's coverage of deaths from region 18.

Bibliography

Courteau, J.P. (1989), Mortality among the James Bay Cree of northern Quebec: 1982-1986. Thèse de maîtrise, Department of Epidemiology and Biostatistics, McGill University, Montréal.

Duchesne, L. (1992), La situation démographique au Québec, édition 1991-1992. Bureau de la statistique du Québec, Les Publications du Québec.

Ministère de la Santé et des Services sociaux (1993), Statistiques sur les causés de mortalité au Québec. 1971,1976,1980 à 1991. MSSS, Direction générale de la planification et de l'évaluation, Service des études et analyses, Québec.

Robinson, E. (1985), Mortality among the James Bay Cree, Quebec, 1975-1982 in Circumpolar Health 84, Prooceedings of the Sixth International Symposium on Circumpolar Health, Robert Fortuine ed., University of Washington Press, Seattle, WA et London, England, pp. 166-9.

Statistique Canada (1992), Rapports sur la santé, Décès 1990. Supplément no 15, vol. 4, no 1, Statistique Canada, no 82-003S15 au catalogue.

The source of some of the data for Quebec and its regions was the annual death file for 1990 (computerized file available in all public health units) and from the NVMI(Naissances vivantes et mortalité infantile) database of births and infant mortality compiled by the Ministry of Health and Social Services of Quebec. Mr. Brian Snarch of the Kativik Board of Health and Social Services provided information about the Inuit of northern Quebec as well as the computerized death database for Indians of Canada in 1991, which was obtained from the Medical Services Branch, Health Canada.

xvl Summary: Rates and causes of death James Bay Cree communities of northern Quebec 1987-1992

TABLE DES MATIÈRES

Remerciements i

Résumé iii

Summary xi

Liste des tableaux xxi

Liste des graphiques xxv

Liste des annexes xxvi

INTRODUCTION 1

Population visée par l'étude 1

PARTIE 1 MÉTHODOLOGIE 3

1 LA POPULATION SOUMISE AU RISQUE DE DÉCÉDER 3 1.1 Population moyenne 3

1.1.1 Sources de données 4 A - Recensements du Canada 4 B - Registre des . Autochtones bénéficiaires de la

Convention dé là Baie James et du Nord québécois . . 5 1.1.2 Estimation de la population moyenne durant la période 1987-

1992 6 A - Population autochtone 7 B - Population non autochtone 7 C - Population totale 8

1.2 Naissances vivantes 8

2 LES DÉCÈS . . . 9 2.1 Mortinaissances 9 2.2 Autres décès 9

2.2.1 Sources de données 9 A - Registre de population 9 B - Registre des Autochtones bénéficiaires de la

Convention de la Baie James et du Nord québécois . . 11 C - Compilation des décès du Module de santé publique-

région crie de la Baie James 11

Mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James 1987-1992 xvll

2:2.2 Constitution d'un fichier de décès non nominatif 11 A - Élaboration d'une première liste 13 B - Vérification 14 C - Constitution finale du fichier 14

3 TRAITEMENT ET ANALYSE DES DONNÉES 16

PARTIE 2 ANALYSE DESCRIPTIVE DE LA MORTALITÉ 20

1 MORTALITÉ GÉNÉRALE 24 1.1 Taux brut de mortalité 24 1.2 Espérance de vie à la naissance 24 1.3 Mortalité par âge 28

1.3.1 Mortalité infantile 28 1.3.2 Mortalité dans les autres groupes d'âges 33

1.4 Mortalité par sexe 37

2 MORTALITÉ PAR CAUSE DE DÉCÈS 40 2.1 Indices de mortalité selon la cause de décès 42 2.2 Information plus détaillée pour certaines causes de décès 48

2.2.1 Mortalité par tumeurs 49 2.2.2 Mortalité par maladies de l'appareil circulatoire 51 2.2.3 Mortalité par maladies de l'appareil respiratoire 52 2.2.4 Mortalité par traumatismes 53

2.3 Causes de décès par groupe d'âges 56 2.3.1 Décès d'enfants de moins d'un an selon la cause 57 2.3.2 Décès dans le groupe d'âges 1-4 ans selon la cause 61 2.3.3 Décès dans le groupe d'âges 5-14 ans selon la cause 61 2.3.4 Décès dans le groupe d'âges 15-24 ans selon la cause 62 2.3.5 Décès dans le groupe d'âges 25-44 ans selon la cause 63 2.3.6 Décès dans le groupe d'âges 45-64 ans selon la cause 64 2.3.7 Décès dans le groupe d'âges 65-74 ans selon la cause 64 2.3.8 Décès chez les 75 ans et plus selon la cause 66

2.4 Causes de décès selon le sexe . 67

3 COMPARAISON DE LA MORTAUTÉ DES SOUS-RÉGIONS 69 3.1 Espérance de vie à la naissance 69 3.2 Mortalité infantile 71 3.3 Niveau de mortalité générale 72 3.4 Causes de décès 73

4 UEU DE DÉCÈS DES RÉSIDANTS DES HUIT VILLAGES CRIS DE LA BAIE JAMES EN 1987-1992 74

Mortalité de la population des huit villages cris de la Baie Jame6 XVlii 1987-1092

CONCLUSION 77

PARTIE 3 ÉVALUATION DE LA QUALITÉ DES DONNÉES 82

1 ESTIMATION DE LA POPULATION MOYENNE 82

2 RAPPORT DES NAISSANCES VIVANTES 91

3 COUVERTURE DES DÉCÈS PAR LES DIVERSES SOURCES DE DONNÉES 93 3.1 Couverture des décès par le MSSS 93

3.1.1 Sous-dénombrement des décès 94 3.1.2 Sur-dénombrement des décès 99 3.1.3 Conclusion 101

3.2 Couverture des décès par les autres sources 103 3.3 Couverture des décès pour la période 1987-1992 comparativement

à la période précédente 105

RÉFÉRENCES BIBLIOGRAPHIQUES 105

r-i

Mortalité de la population dee huit villages cris de la Baie James 1987-1992 XiX

Liste des tableaux

Tableau 1 Répartition des décès selon la ou les sources de données - Villages cris de la Baie James.(RSS18), 1987-1992 12

Tableau 2 Proportion (%) de la population ayantmoins de 15 ans et proportion (%) ayant 65 ans et plus - RSS 18, 1987-1992; Québec, 1990; Indiens du Canada, 1991 20

Tableau 3 Taux brut de natalité et taux de fécondité - RSS 18, 1987-1992; Québec, 1990; Indiens du Canada, 1991 23

Tableau 4 Taux de mortalité périnatale, néonatale, post-néonatale et infantile (pour 1000 naissances) - Villages cris de la Baie James (RSS 18), 1987-1992 30

Tableau 5 Taux de mortalité périnatale, néonatale, post-néonatale et infantile (pour 1000 naissances) - Québec et régions (1987-1992), Indiens du Canada (1991) 32

Tableau 6 Taux de mortalité infantile (pour 1000 naissances) - Villages cris de la Baie James (RSS 18) et divers pays 33

Tableau 7 Taux de mortalité par âge (pour 10 000 personnes) - RSS 18, 1987-1992; Québec, 1990; Indiens du Canada, 1991 37

Tableau 8 Taux brut de mortalité selon le sexe - RSS 18, 1982-1986 et 1987-1992; Indiens du Canada, 1991. Indice comparatif de mortalité selon le sexe - RSS 18, 1982-1986 et 1987-1992; Indiens, 1991 (mortalité de référence: Québec, 1990) 38

Tableau 9 Taux de mortalité selon la cause (pour 10 000) - Villages cris de la Baie James, 1982-1986, 1987-1992 42

Tableau 10 Taux de mortalité selon la cause de décès (pour 10 000) - RSS 18, 1987-1992; Indiens du Canada, 1991. Indice comparatif de mortalité (ICM) selon la cause de décès - RSS 18, 1987-1992 (mortalité de référence: Québec, 1990) 45

Tableau 11 Indice comparatif de mortalité pour certaines causes de décès 1982-1986 (mortalité de référence: Canada 1984 et Québec 1990) 1987-1992 (mortalité de référence: Québec 19901) 46

Tableau 12 Mortalité par tumeurs - Villages cris de la Baie James, 1987-1992 . . 50

Mortalité de la population des huit villages cris de la Baie Jame6 XVlii 1987-1092

Tableau 13 Mortalité par maladies de l'appareil circulatoire - Villages cris de la Baie James, 1987-1992 51

Tableau 14 Mortalité par maladies de l'appareil respiratoire - Villages cris de la Baie James, 1987-1992 52

Tableau 15 Taux de mortalité par. traumatismes (pour 10 000) - RSS 18, 1982-1986 et 1987-1992 . . 53

Tableau 16 Taux de mortalité par traumatismes (pour 10 000) - RSS 18, 1987-1992; Indiens du Canada, 1991. Indice comparatif de mortalité (ICM) par traumatismes - RSS 18, 1987-1992 (mortalité de référence: Québec, 1990) 55

Tableau 17 Décès d'enfants de moins d'un an selon la cause et la période -Villages cris de la Baie James, 1987-1992 58

Tableau 18 Nombre de décès chez les enfants de moins d'un an et taux de mortalité (pour mille naissances vivantes) pour les principales causes de décès - RSS 18, 1987-1992; Québec, 1990 59

Tableau 19 Décès d'enfants de moins d'un an selon la cause et ta période - RSS 18, 1975-1982, 1982-1986, 1987-1992 60

Tableau 20 Décès selon la cause dans le groupe d'âges 1-4 ans - Villages cris de la Baie James, 1987-1992 61




Tableau 24 Décès selon ta cause dans le groupe d'âges 45-64 ans - Villages cris de la Baie James, 1987-1992 64

Tableau 25 Décès selon la cause dans le groupe d'âges 65-74 ans - Villages cris de la Baie James, 1987-1992 . 65

Tableau 26 Décès selon la cause dans le groupe d'âges 75 ans et plus -Villages cris de la Baie James, 1987-1992 66

xxii Mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James

1987-1992

Tableau 27 Taux de mortalité néonatale, post-néonatale et infantile selon la sous-région (pour 1000,* naissances vivantes) - Villages cris de la Baie James, 1982-1986, 1987-1992 71

Tableau 28 Indice comparatif de mortalité selon le sexe et la sous-région (mortalité de référence: Québec 19901) - Villages cris de la Baie James, 1987-1992 72

Tableau 29 Nombre et pourcentage de décès selon la cause par sous-région -Villages cris de la Baie James, 1987-1992 73

Tableau 30 Répartition des décès selon le lieu de décès par sous-région -Villages cris de la Baie James, 1987-1992 75

Tableau 31 Répartition des décès par lieu de décès selon l'âge - Villages cris de la Baie James, 1987-1992 76

Tableau 32 Taux d'accroissement annuel moyen de la population - RSS 18, 1981-1986, 1986-1991, 1986-1990 83

Tableau 33 Comparaison des effectifs de population par village à différents moments selon trois sources - RSS 18; 1986, 1991, 1990 84

Tableau 34 Taux brut de natalité et de mortalité et taux.de fécondité - Population crie, RSS 18,1975-1981,1982-1986,1987-1992- Population totale, RSS 18, 1987-1992 86

• • - ' • - V '

Tableau 35 Effectifs de population de la RSS 18 attendus en 1991 et 1990 par rapport à la population du recensement de 1986 soumise à deux estimations du taux d'accroissement naturel annuel moyen entre 1987 et 1992 87

Tableau 36 Effectifs de la population autochtone de moins de 1 an au 1"" janvier 1990 provenant du Registre des Autochtones bénéficiaires de CBJND, selon qu'il s'agit de la version originale ou modifiée du tableau statutaire n° 20, et nombre moyen de naissances annuelles1

d'enfants d'origine autochtone durant la période 1987-1992 - Villages et ensemble de la région crie de la Baie James (RSS 18) 89

Tableau 37 Comparaison des effectifs de population autochtone au 1ter janvier 1990 provenant du Registre des Autochtones bénéficiaires de CBJND, selon qu'il s'agit de la version originale ou modifiée du tableau statutaire n° 20 - Villages cris de la Baie James (RSS 18) . . 90

Mortalité de la population des huit villages cris de la Baie Jame6 XVlii 1987-1092 xxlli

Tableau 39 Couverture des décès par le Registre de population (informations du MSSS) - Villages cris de la Baie James, 1987-1992 94

Tableau 40 Répartition des décès totaux et des décès enregistrés par le MSSS selon l'origine ethnique - Villages cris de la Baie James, 1987-1992 95

Tableau 41 Répartition des décès totaux et des décès enregistrés par le MSSS pour les résidants cris selon diverses variables - Villages cris de la Baie James, 1987-1992 . . 96

Tableau 42 Sous-dénombrement des données du MSSS pour certaines caractéristiques, pour toute la période 1987-1992 et selon l'année de décès - Villages cris de la Baie James, 1987-1992 99

Tableau 43 Décès fournis par le MSSS ayant été rejetés selon la raison du rejet 1987-1992 100

Tableau 44 Couverture des décès totaux selon l'année et le lieu de résidence par MSP1 et RAB2 - Villages cris de la Baie James (RSS 18), 1987-1992 104

Tableau 45 Couverture des décès selon la période et la source de données -Population crie, RSS 18, 1982-1985 et 1987-1992 105

xxiv Mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James

1987-1992

Liste des graphiques

Graphique 1 Pyramide des âges - Villages cris de la Baie James 1987-1992 (estimation au 1tor janvier 1990) 21

Graphique 2 Comparaison de la structure par âge - RSS 18,1987-1992 et Québec 1990; RSS 18, 1987-1992 et Indiens du Canada, 199 1 22

Graphique 3 Espérance de vie à la naissance de la population crie -Villages cris de la Baie James, 1975-1981,1982-1986,1987-1992 25

Graphique 4 Espérance de vie à la naissance par sexe - Kativik, 1989-1993; Indiens du Canada,. 1991; RSS 18, 1987-1992; Québec, 1990 27

Graphique 5 Nombre et pourcentage de décès par âge - Villages cris de la Baie James, 1987-1992 29

Graphique 6 Taux de mortalité infantile, périnatale, néonatale et post-néonatale - Population crie des huit villages cris de la Baie James 1975-1981, 1982-1986, 1987-1992 31

Graphique 7 Taux de mortalité par âge - Villages cris de la Baie James, 1982-1986,1987-1992 34

Graphique 8 Taux de mortalité par âge - RSS 18, 1987-1992; Québec 1990; Indiens du Canada, 1991 . . . 36

Graphique 9 Nombre et pourcentage de décès selon la cause - Villages cris de la Baie James, 1987-1992 41

Graphique 10 Mortalité, selon la cause de décès, des femmes et des hommes des huit villages cris de la Baie James en 1987-1992, comparativement à celle des femmes et des hommes du Québec en 1990 68

Graphique 11 Espérance de vie à la naissance selon la sous-région -Villages cris de la Baie James, 1975-1981,1982-1986, 1987-1992 70

Mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James 1987-1992 XXV

Liste des annexes

ANNEXE A.1

ANNEXE A.2

ANNEXE A.3

ANNEXE B

ANNEXE C

ANNEXE D.1

ANNEXE D.2

ANNEXE D.3

ANNEXE E.1

ANNEXE E.2

ANNEXE E.3

ANNEXE E.4.1

Estimation de la population au 1tef janvier 1990 selon le sexe et l'âge - Villages cris de la Baie James (RSS 18)

Estimation de la population au 1ter janvier 1990 selon l'origine ethnique, sexes réunis - Villages cris de la Baie James

Méthode d'estimation de la population non autochtone à partir de: Population totale et population ayant des origines autochtones selon l'origine ethnique - Villages cris de la Baie James, 1991

Population visée par les statistiques sur les décès des Indiens du Canada en 1991

Table de mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James 1987-1992

Naissances vivantes et décès dans la première année de vie - Région crie de la Baie James (RSS 18) et sous-régions, 1987-1992

Taux de mortalité périnatale, néonatale, post-néonatale et infantile (pour 1000 naissances) - Population crie des huit villages cris de la Baie James (RSS 18), 1975-1981, 1982-1986, 1987-1992

Taux de mortalité par âge (pour 10 000 personnes) - Villages cris de la Baie James, 1982-1986 et 1987-1992

Classification internationale des maladies, 9e révision (codes CIM-9)

Nombre de décès selon la cause - Villages cris de la Baie James, 1982-1986, 1987-1992

Indice comparatif de mortalité (ICM) par sexe selon la cause de décès - RSS 18, 1987-1992 (mortalité de référence: Québec, 1990)

Décès selon l'âge et la cause - Villages cris de la Baie James, 1987-1992

xxvi Mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James

1987-1992

ANNEXE E.4.2 Décès selon l'âge et la cause, sexe masculin - Villages cris de la Baie James, 1987-1992

ANNEXE E.4.3 Décès selon l'âge et la cause, sexe féminin - Villages cris de la Baie James, 1987-1992

Mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James 1987-1992 xxvii

INTRODUCTION

L'étude de la mortalité constitue une activité de base pour la surveillance de l'état de santé d'une population. Elle permet d'identifier divers problèmes de santé, de cerner les disparités géographiques ou encore, d'établir les liens avec certains facteurs de risque. Par le biais de ce genre d'études, les données de mortalité servent à planifier, orienter, concevoir et évaluer les actions des intervenants en santé. Dans cette optique, deux études ont précédemment été menées sur la population crie de la Baie James; elles concernent les périodes 1975-1982 et 1982-1986.

La présente étude, portant sur la période 1987-1992, a pour objectif principal d'assurer le suivi avec ces études antérieures. Elle vise notamment à établir la valeur des indicateurs de mortalité classiques tels que l'espérance de vie à la naissance, le taux de mortalité infantile, les taux de mortalité par âge et par cause, et à comparer les caractéristiques de la mortalité de la population ainsi décrites à celles d'autres populations. Parallèlement, l'étude fournira une évaluation des diverses sources de données utilisées en ce qui regarde leur capacité de rendre compte, pour la région, du volume de population et des événements survenus au sein de celle-ci. Une attention spéciale sera accordée aux données sur les décès du Registre de population provenant du ministère de la Santé et des Services sociaux du Québec, cela afin d'orienter le choix des sources de données à utiliser pour des études ultérieures.

Cette étude de la mortalité de la population des villages cris de la Baie James se situe dans le cadre des activités de connaissance/surveillance de l'état de santé de la population desservie par le Conseil cri de la santé et des services sociaux de la Baie James. Ces activités sont assurées par le Module de santé publique-région crie de la Baie James, de l'Hôpital général de Montréal, qui joue le rôle de Direction de la santé publique pour le Conseil cri de la santé et des services sociaux de la Baie James. Le Conseil cri de la santé et des services sociaux a été mis en place en 1978, quelques années après la signature de la Convention de la Baie James et du Nord québécois, li a pour mandat d'administrer les services de santé dans cette région socio-sanitaire (Gouvernement du Québec, 1991). Initialement, il s'agissait de la région 10-B, puis de la région 12, et depuis la réforme de la santé de 1991, la désignation a changé pour celle de région socio-sanitaire 18 (RSS 18) ou "Terres-cries de la Baie James" sans pour autant que le territoire soit modifié (du moins en ce qui concerne la période 1987-1992).

Population visée par l'étude

La population visée par l'étude est la population résidante de la région socio-sanitaire 18 durant la période 1987-1992, population desservie par le Conseil cri de la santé et des services sociaux de la Baie James (CCSSSBJ). Ainsi, toutes les personnes dont le lieu de résidence habituel est situé dans la région crie de la Baie James (RSS 18) durant la période sont comprises. Cette population compte très majoritairement des Cris, mais

Mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James 1987-1992 1

également une cinquantaine d'Inuit et quelque trois cents personnes non autochtones. Au 1ter janvier 1990, la population de la région socio-sanitaire 18 est estimée à 9 567 personnes.

La région crie de la Baie James (RSS 18) est constituée de huit villages situés à l'est de la baie James, entre le 49e et le 55e parallèle, au nord du Québec. Par comparaison avec le territoire cri visé par la Convention de la Baie James et du Nord québécois, la région socio-sanitaire 18 (RSS 18) comprend les terres de catégories 1 et 2, alors que les terres de catégorie 3, qui comprennent des villes nordiques telles que Val d'Or, Senneterre, Chibougamau et Chapais, n'en font pas partie. Dans la suite du texte, nous emploierons, pour désigner la région socio-sanitaire 18, l'un ou l'autre des termes suivants: région crie de la Baie James ou simplement région crie, villages cris de la Baie James, RSS 18 (surtout dans les tableaux, pour abréger).

La région crie de la Baie James peut se découper en deux sous-régions selon la situation géographique des huit villages. Ainsi, cinq villages se trouvent en bordure de la baie James ou de la baie d'Hudson et constituent les villages côtiers; il s'agit de Waskaganish, Eastmain, Wemindji, Chisasibi et Whapmagoostui. Les trois autres villages sont situés à l'intérieur des terres, soit Waswanipi, Mistissini et Nemiscau. La population varie considérablement selon les villages. Les villages de Chisasibi et de Mistissini sont les plus populeux et comptent, en 1990, plus de 2 000 habitants chacun. Les deux plus petits villages sont Nemiscau et Eastmain avec des populations d'environ 420 personnes chacun en 1990.

Un neuvième village cri existe sur le territoire de la Baie James: Oujé-Bougoumou. Créé plus récemment, il regroupe des Cris qui, auparavant, avaient toujours vécu dans la région de Chibougamau. Ce village est toutefois exclu de notre étude puisqu'il est sous la juridiction du CCSSSBJ depuis 1994 seulement.

La population à laquelle se réfère la présente étude diffère quelque peu de celle des études antérieures effectuées pour la région. Ainsi, l'étude de Courteau pour la période 1982-1986 couvre exactement le même territoire mais ne concerne que la population crie (Courteau, 1989). De son côté, l'étude de Robinson pour la période 1975-1982 concerne aussi uniquement la population crie, mais résidant sur un plus vaste territoire: y sont considérées toutes les personnes cries habitant les terres de catégorie 1, 2 et 3 selon la Convention de la Baie James et du Nord québécois (Robinson, 1985). Il faudra donc tenir compte de cette référence à des populations légèrement différentes lorsqu'on examinera l'évolution de la mortalité de la population de la région à partir de ces autres études.

2 Mortalité de la population cies huit villages cris de la Baie James

1987-1992

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MÉTHODOLOGIE

MMf

La réalisation d'une étude sur une population de taille réduite comme celle de la région crie de la Baie James met fortement en cause la qualité des données. Des biais plus ou moins importants peuvent en effet être introduits par un mauvais compte des événements ou si ces événements sont rapportés à une population non adéquatement estimée. Ainsi, plusieurs sources de données ont été utilisées pour mener à bien cette étude. Les informations nécessaires concernaient:

1- La population soumise au risque de décéder, soit: 1.1- la population moyenne durant la période concernée; 1.2- les naissances vivantes durant la période.

2- Les décès survenus durant la période: 2.1- les mortinaissances; 2.2- les autres décès.

1 LA POPULATION SOUMISE AU RISQUE DE DÉCÉDER

La population soumise au risque de décéder durant là période constitue le dénominateur des divers indicateurs de mortalité qui seront calculés. Cette population est la population moyenne résidant dans la région crie de la Baie James durant la période concernée, soit approximativement la population au 1*r janvier 1990. Toutefois, dans le cas du calcul du taux de mortalité infantile et de ses dérivés, le dénominateur devient le nombre moyen de naissances annuelles survenues dans la région entre le 1er janvier 1987 et le 31 décembre 1992.

1.1 Population moyenne

Pour estimer la population moyenne résidant dans ies huit villages cris de la Baie James durant la période 1987-1992, trois sources d'information ont été utilisées: les recensements du Canada de 1991 et de 1986 et le Registre des Autochtones bénéficiaires de la Convention de la Baie James et du Nord québécois.

Mortalité de la population cies huit villages cris de la Baie James 1987-1992 3

1.1.1 Sources de données

A - Recensements du Canada

Les recensements incluent des données sur la population autochtone et sur la population non autochtone. De plus, ils dénombrent la population "de jure" c'est-à-dire selon le lieu de résidence habituel, excluant de ce fait les travailleurs temporaires ou les visiteurs des effectifs de population. En principe, les recensements devraient donc fournir un compte complet de ta population de la région crie de la Baie James (RSS 18). Des réserves peuvent toutefois être émises à ce sujet.

Au recensement de 1986, une erreur dans la codification des données a entraîné l'inclusion d'environ 400 Inuit dans l'effectif de population du village de Whapmagoostui. Cette erreur a cependant été corrigée dans les publications du recensement de 1991. On considère par ailleurs que la population crie recensée en 1986 serait sous-estimée d'environ 5% par rapport aux données du Registre des Autochtones bénéficiaires de la Convention de la Baie James et du Nord québécois (Schaefer et Lavallée, 1992).

Au recensement de 1991, les effectifs de population de quelques villages nous semblent sous-estimés même si Statistique Canada ne fournit aucune indication permettant de poser qu'il y aurait là sous-dénombrement plus important qu'ailleurs. Plusieurs faits arguent dans le sens d'une sous-estimation. Premièrement, selon les chiffres du recensement, la population de Mistissini aurait diminué de 19,2% par rapport au recensement de 1986 et celle de Chisasibi, de 2,8%, ce qui est peu probable compte tenu qu'il s'agit de populations jeunes et relativement non migrantes (voir tableau 33, partie 3). Deuxièmement, au sein de la population dénombrée dans les villages de Mistissini et de Waswanipi, Statistique Canada évalue à 25% ou plus, la proportion des autres questions du recensement laissées sans réponse (Statistique Canada, Recensement de 1991, cat. 95-326). Même si, en principe, ce facteur n'a aucun lien avec un possible sous-dénombrement plus général, on peut entretenir certains doutes à ce propos. Troisièmement, alors que le taux d'accroissement quinquennal de la population des huit villages cris était de 13,9%1 entre les recensements de 1981 et 1986, il ne serait plus que de 1,7% entre les recensements de 1986 et 1991. Quatrièmement, à partir d'une autre source, la population crie habitant dans les neuf villages cris de la Baie James (incluant Oujé-Bougoumou) a été estimée à 9300 personnes au 31 décembre 1989 par l'Enquête Santé Québec auprès des Cris de la Baie James (Santé Québec, 1994). Cette estimation avait pour base de sondage l'ensemble des neuf listes obtenues au service de logement (housing department) de chacun des Conseils de bande des neuf communautés cries. On voit alors que cette estimation (9300 personnes pour les neuf villages cris) se compare avantageusement à celle que nous obtenons pour la population

1 Nous avons recalculé le taux d'accroissement quinquennal à partir de la population de 1981 (Schaefer et Lavallée, 1992) et de la population corrigée pour 1986 (Statistique Canada, Recensement de 1991, cat. 93-304).


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crie des huit villages au 1ter janvier 1990, soit de 9189 personnes (voir annexe A.2), la population crie de Oujé-Bougoumou pouvant être estimée à environ 400 personnes2. Enfin, la comparaison avec les chiffres de population provenant du Registre des Autochtones bénéficiaires de la Convention de la Baie James et du Nord québécois attesterait d'une sous-estimation des populations de Mistissini, de Chisasibi et de Waswanipi.

Les recensements, étant la seule source disponible, ont été retènus pour estimer la population non autochtone de la région. Pour la population autochtone, les incertitudes nous paraissant suffisantes, nous avons opté pour une autre source.

B - Registre des Autochtones bénéficiaires de la Convention de la Baie James et du Nord québécois

Dans son ensemble, ce registre comprend les Cris, les Inuit et les Naskapis qui sont éligibles aux compensations en vertu de la Convention de la Baie James et du Nord québécois. En ce qui concerne les Cris, tous ceux qui vivaient sur le territoire conventionné au 15 novembre 1974 et leurs descendants sont éligibles aux compensations; ils apparaissent donc au registre (Gouvernement du Québec, 1991). Cela comprend les Cris qui résident dans les villages cris et les terres environnantes, les Cris "hors-communauté autochtone" soit ceux qui vivent dans certaines villes nordiques telles que Val d'Or, Senneterre, Chibougamau et Chapais et enfin, les Cris "hors-territoire" qui habitent dans les villes du sud. .:>> ^

Le Registre permet de répertorier les individus selon jeur lieu de résidence. Il permet ainsi de retracer les Inuit vivant dans les villages cris. Par contre, la population non autochtone résidant de façon temporaire ou permanente sur le territoire n!est pas comprise dans ce registre.

Le Registre est un fichier administratif et, par conséquent, il répond d'abord et avant tout à des considérations administratives. Ainsi, le tableau statutaire présentant les effectifs de population au 1*r mai de chaque année qui est fourni depuis de nombreuses années au Module de santé publique-région crie de la Baie James, non plus qu'un même tableau statutaire en date du 1*" janvier 1990, ne peuvent servir directement à l'estimation de la population moyenne durant la période concernée par notre étude.

2 Selon le Registre des Autochtones bénéficiaires de la Convention de la Baie James et du Nord québécois, la population de Oujé-Bougoumou n'est que de 8 personnes au I*0" janvier 1990, cependant qu'au 1* mai 1991, elle est de 456 personnes.


En effet, la production de ce tableau statutaire (tableau 20, aux fins du Registre) est régie par certains critères3:

a) Ne sont retenues que les personnes dont la date d'inscription au Registre est comprise entre la date du début du Registre (1977) et la date de référence du tableau;

b) Les personnes retenues doiventavoir un dossier actif ou, s'il est inactif, la date de radiation doit être postérieure à la date de référence du tableau.

Prenons comme exemple un tableau statutaire demandé en juin 1994 en date (date de référence) du 1" janvier 1990. Selon le premier critère, toutes les personnes inscrites au Registre après le 1*r janvier 1990 n'y figureront pas, notamment tous les enfants nés avant cette date (par exemple, en 1989, 1988 ou 1987) mais enregistrés après le 1ter

janvier 1990. Selon le deuxième critère, seules les personnes vivantes, ou encore vivantes, au 1ter janvier 1990 seront retenues (la cause de radiation étant habituellement le décès). Ainsi, une personne décédée en 1989 aura un dossier inactif en juin 1994 et celui-ci sera rejeté; une autre, décédée en 1992, aura un dossier inactif en juin 1994 mais son dossier sera retenu car la date de radiation de son dossier est postérieure au 1*' janvier 1990. En résumé, si l'objectif est d'obtenir le volume de population totale à une date donnée, le tableau statutaire sous-estime cette population en fonction des entrées (les naissances) mais l'évalue correctement en fonction des sorties (les décès). Notons par ailleurs que l'obtention des effectifs de population totale par le biais du Registre requiert un intervalle d'environ un an entre la date de demande du tableau et la date de référence, compte tenu du délai d'enregistrement des naissances.

Le Registre des Autochtones bénéficiaires de la Convention de la Baie James et du Nord québécois a été retenu moyennant une demande spéciale de tableau, pour estimer la population autochtone résidant dans la région crie de la Baie James (RSS 18) au mi-temps de la période de la présente étude.

1.1.2 Estimation de la population moyenne durant la période 1987-1992

Compte tenu de l'utilisation de sources de données différentes, l'estimation de la population moyenne a été effectuée séparément pour la population autochtone et pour la population non autochtone. La population moyenne totale résidant dans les huit villages cris de la Baie James au milieu de ta période 1987-1992 est la somme de ces deux estimations.

3 Informations fournies par Richard Halley, du Service de l'Infocentre (MSSS), qui a effectué la production d'un tableau spécial présentant les effectifs de population corrigés.


1987-1992

A - Population autochtone

Les effectifs moyens de la population autochtone pour la période 1987-1992 proviennent du Registre des Autochtones bénéficiaires de la Convention de la Baie James et du Nord québécois. Une version spéciale du tableau 20 (tableau statutaire) a été obtenue en date du 1" janvier 1990; dans cette version, le critère restrictif concernant les inscriptions (critère a) a été enlevé.

Tous les Cris vivant dans les huit villages mentionnés plus tôt ont été retenus. Nous avons par contre exclu les Cris désignés au Registre comme étant "hors-territoire", c'est-à-dire ceux qui sont affiliés à l'une des huit communautés, mais qui vivent en dehors du territoire cri conventionné. Sont exclus également quelques centaines de bénéficiaires considérés "hors-communauté autochtone", qui habitent à Chibougamau, Val d'Or, Chapais et autres villes du Nord et dépendent ainsi d'une autre instance régionale pour les services de santé. Et comme nous le disions plus tôt, les habitants de Oujé-Bougoumou sont exclus parce que ce n'est qu'à partir de 1994 que ce village entre sous la juridiction du CCSSSBJ.

Les Inuit de Chisasibi sont considérés comme faisant partie de la région crie de la Baie James. A Whapmagoostui, village partageant un territoire adjacent au village inuit de Kuujjuarapik, et dont la population crie relève en principe du CCSSSBJ et la population inuit de Kativik4, trois Inuit vivant à Whapmagoostui ont été exclus alors que deux Cris habitant Kuujjuarapik ont été inclus dans la population de la RSS 18.

B - Population non autochtone

La population non autochtone totale dès villages cris de la Baie James a d'abord été estimée à partir du recensement de 1991, à l'exception de celle de Mistissini pour laquelle l'information n'était pas disponible.

La population non autochtone totale de chaque village a été obtenue par comparaison de la répartition de la population totale selon l'origine ethnique (Statistique Canada, cat. 95-326), et de celle de la population ayant des origines autochtones selon l'origine ethnique (Statistique Canada, cat. 94-326). A titre de population non autochtone, nous avons retenu les personnes n'ayant aucune origine autochtone.

L'origine ethnique est ventilée selon trois catégories: "Autochtone, origine unique", "Autre, origine unique", "Multiples origines". Pour comptabiliser la population non autochtone, nous avons d'abord retenu, par rapport à la population totale, le chiffre de population de la catégorie "Autre, origine unique" (1). Nous avons ensuite soustrait du chiffre de population de la catégorie "Multiples origines" relatif à la population totale, celui de la

4 Conseil régional Kativik de la santé et des services sociaux (RSS 17), chargé de dispenser les services de santé aux Inuit.


même catégorie "Multiples origines" apparaissant pour la population ayant des origines autochtones (2). Le volume total de la population non autochtone de chaque village a dès lors été obtenu par l'addition de (1) et (2). (Voir annexe A.3)

N'ayant aucun moyen de connaître, à partir de source officielle, la répartition selon le sexe et l'âge de ces effectifs totaux de population non autochtone dans les différents villages cris, une évaluation de cette répartition, a été effectuée par une personne du Module de santé publique-région crie de la Baie James qui connaît le milieu depuis de nombreuses années et se rend fréquemment dans ces villages. Cette même personne a estimé la population non autochtone de Mistissini au 1ter janvier 1990 compte tenu du volume rapporté au recensement de 1986 (environ 35 personnes (Statistique Canada. Recensement du Canada de 1986, cat. 94-110)).

C - Population totale

L'addition des chiffres de populations autochtone (9240) et non autochtone (327) donne une estimation de 9567 personnes résidant dans les huit villages cris de la Baie James au milieu de la période 1987-1992. La répartition de cette population selon le sexe et l'âge est présentée à l'annexe A.1.

1.2 Naissances vivantes

La source de données utilisée est la compilation informatisée effectuée par le Module de santé publique-région crie de la Baie James à partir des rapports mensuels reçus de chacune des cliniques et des certificats de naissance officiels (formulaires SP-1) envoyés à toutes les Unités de santé publique. Nous avons ainsi obtenu le nombre total de naissances survenues dans l'ensemble de la population durant la période 1987-1992. De plus, en vue de la comparaison avec la période antérieure, une estimation des naissances d'enfants d'origine crie a été effectuée en sélectionnant les nouveaux-nés dont au moins l'un des deux parents est d'origine crie. Pour ce faire, nous avons retenu les enfants identifiés comme étant d'origine crie ou dont un numéro de bande était inscrit pour l'un ou l'autre des parents. Enfin, certaines mortinaissances apparaissant au fichier ont été exclues.

Le nombre total de naissances rapporté pour l'ensemble de la population durant la période 1987-1992 à partir de la compilation du Module se compare très bien aux données du Registre de population provenant du ministère de la Santé et des Services sociaux du Québec (fichiers annuels des naissances et application informatique NVMI, pour plus de détails, voir partie 3)


1987-1992

2 LES DÉCÈS

2.1 Mortinaissances

L'information concernant les mortinaissances survenues dans la région crie de la Baie James durant la période 1987-1992 a été tirée de l'application informatique NVMI (Naissances vivantes-Mortalité infantile) produite par le Service de l'infocentre du ministère de la Santé et des Services sociaux du Québec en avril 1994, et couvrant les années 1987 à 1992.

2.2 Autres décès

Les études antérieures (Courteau, 1989; Damestoy, 1994) ont clairement montré la nécessité de procéder au jumelage d'informations de diverses sources si on veut obtenir le compte le plus exact possible des décès survenus au sein de la population des huit villages cris de la Baie James. Pour la présente étude, trois sources de données (nominatives) ont été utilisées:

A - Registre de population; B - Registre des Autochtones bénéficiaires de la Convention de la Baie James et du

Nord québécois; C - Compilation des décès effectuée au Module de santé publique-région crie de la

Baie James. y

2.2.1 Sources de données

A - Registre de population

Le Registre de population du Québec est le système de collecte et de compilation des données sur les décès (et autres faits d'état civil, tels que naissances, mariages, mortinaissances), géré par le Bureau de la statistique du Québec, pour le compte du ministère de la Santé et des Services sociaux (MSSS). Dès que les informations sont disponibles au MSSS, celui-ci procède notamment au découpage des informations par territoire de CLSC (Centre local de services communautaires).

Pour obtenir des données nominatives sur les décès, nous avons d'abord adressé une demande en ce sens à la Commission d'accès à l'information du Québec. Suite à l'obtention de leur autorisation, une liste de tous les décès de résidants des huit villages cris de la Baie James, accompagnés de l'essentiel des renseignements figurant sur les certificats officiels de décès (formulaires SP-3), a été obtenue du MSSS.


Les huit villages visés sont les suivants:

NOM CODE MUNICIPAL Waswanipi Mistassini Eastmain Wemindji

99010 et 99802 99030 et 99804 99045 et 99810 99050 et 99812 99035 et 99806 99055 et 99814 99040 et 99808

Waskaganish Chisasibi Nemiscau Whapmagoostui 99070 et 99816

Pour chaque personne décédée, nous avons obtenu les informations suivantes: nom et prénoms, sexe, état civil, date de naissance, âge au décès, langue d'usage, date de décès, nom et code municipal de résidence, code d'établissement, nom et code municipal du lieu de décès, cause médicale de décès, cause accidentelle, autopsie, code de mort violente et qualité du déclarant. Ces informations nous ont été transmises par le MSSS sur support informatique (disquette).

Trois points sont à signaler concernant cette demande faite au MSSS.

Premièrement, bien que la désignation "Mistissini11 soit habituellement employée dans la région crie et par le Registre des Autochtones bénéficiaires de la Convention de la Baie James et du Nord québécois, Mistassini est le nom apparaissant dans les diverses autres sources de données (Recensements du Canada, Bureau de la statistique du Québec, MSSS).

Deuxièmement, le découpage territorial que nous avions circonscrit (liste de codes municipaux) a entraîné l'exclusion de 6 décès considérés par le MSSS comme relevant de la RSS 18. Ce n'est qu'après la demande à la Commission d'accès à l'information que nous avons appris la procédure complète utilisée par ie MSSS. Afin de répartir les informations par territoire de CLSC (et de là, selon les RSS correspondantes), le MSSS, tout comme nous l'avons fait, recourt d'abord aux codes municipaux. Cependant, comme une dizaine de municipalités appartiennent à plusieurs CLSC, le MSSS utilise alors pour celles-ci le code postal au lieu du code municipal. La municipalité de la Baie James (située à l'intérieur de la RSS 10) est au nombre de ces municipalités appartenant à plusieurs CLSC. Ainsi, en 1991 et 1992, le tri effectué en fonction du code postal pour cette municipalité ayant fait apparaître des codes postaux appartenant à la RSS 18, les décès ainsi identifiés ont été attribués à la RSS 18. C'est par l'exploitation des fichiers de décès annuels envoyés de façon statutaire aux Unités de santé publique que nous avons pris connaissance de ces 6 décès. Et comme nous le mentionnerons plus loin, les informations ainsi obtenues nous ont permis d'identifier certains de ces décès au nombre des décès pour lesquels nous avions des informations nominatives provenant d'autres sources.


1987-1992

Troisièmement, pour l'identification des personnes décédées, notre demande requérait les noms et prénoms de ces personnes. En l'occurrence pour le MSSS, il s'agit du nom de famille "légal" uniquement. Or, comme nous le verrons plus loin, la tâche d'identification aurait été facilitée si nous avions disposé également des noms et prénoms des conjoints, notamment dans le cas des femmes mariées.

B - Registre des Autochtones bénéficiaires de la Convention de la Baie James et du Nord québécois

Les décès se produisant au sein de la population autochtone bénéficiaire de la Convention de la Baie James et du Nord québécois sont compilés à Québec, au MSSS, dans le Registre du même nom. Ces informations sont disponibles par village de résidence des décédés. Nous avons d'abord demandé l'autorisation à chaque chef de bande pour que la liste des personnes décédées dans leur village, durant la période 1987-1992, nous soit fournie par Québec. Suite à quoi, nous avons obtenu cette liste du MSSS avec les informations suivantes: noms, prénoms, date de naissance, état civil, numéro de bénéficiaire, communauté de résidence, peuple, date de décès, date de radiation et cause de radiation.

Signalons que la cause de décès n'est pas saisie au Registre (et donc, non disponible) et que les femmes mariées sont habituellement enregistrées sous le nom de famille de leur mari.

C - Compilation des décès du Module de santé publique-région crie de la Baie James

Une compilation informatisée des décès tels que rapportés mensuellement par le personnel des cliniques de santé dans les villages cris est maintenue à jour au Module de santé publique-région crie de la Baie James. De ce fichier confidentiel, les renseignements suivants ont été obtenus: noms (et noms de famille du conjoint dans le cas des femmes mariées), prénoms, sexe, village de résidence, année de naissance, année de décès, cause de décès, lieu de décès.

2.2.2 Constitution d'un fichier de décès non nominatif

L'appariement des informations provenant des trois sources mentionnées ci-dessus s'est soldé par une liste finale de 240 décès survenus, entre le 1"' janvier 1987 et le 31 décembre 1992 inclusivement, au sein de la population de la région crie de la Baie James. Le tableau 1 montre la contribution de chacune des sources au compte final.


Tableau 1

Répartition des décès selon la ou les sources de données Villages cris de la Baie James (RSS18), 1987-1992

SOURCES DÉCÈS TOTAUX DÉCÈS IDENTIFIÉS PAR CHAQUE

SOURCE SOURCES

Nombre % MSSS MSP RAB

MSSS-MSP-RAB 141 58,8 1411 141 141

MSS-MSP 16 6,7 16 16

MSSS-RAB 23 9.8 23 23

MSP-RAB 37 15,4 37 37

MSSS 9 3.8 9

MSP 7 2,9 7

RAB 7 2.9 7

TOTAL 240 100,0 189 201 208

% DE DÉCÈS IDENTIFIÉS 100,0 78,8 83,8 86,7

Note: 1 Les 141 décès mentionnés ici comprennent 2 décès pour lesquels nous n'avons pas reçu d'informations nominatives du MSSS, mais que nous avons retracés parmi les 6 décès attribués à la RSS 18 par le MSSS en vertu d'un tri sur le code postal (voir pages: 10 et 93).

Légende: MSSS: Données du Registre de population du Québec provenant du MSSS MSP : Compilation effectuée au Module de santé publique-région crie de la Baie James RAB : Registre des Autochtones bénéficiaires de la Convention de la Baie James et du Nord

québécois

Comme on peut le voir, aucune source ne mentionnait tous les décès, la couverture variant de 86,7% (208 décès) pour le Registre des Autochtones bénéficiaires de la Convention de la Baie James et du Nord québécois (RAB), à 78,8% (189 décès) pour les données du Registre de population provenant du MSSS. Toutefois, 90,4% des décès (217) ont été identifiés par au moins deux sources et 58,8% (141) par les trois sources. En partie 3, nous discuterons plus longuement de la couverture des décès de la région crie de la Baie James par les diverses sources.

12 Mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James

1987-1992

La constitution d'un fichier final, non nominatif, des décès de résidants des huit villages cris de la Baie James pour la période 1987-1992 s'est faite en trois étapes:

A - Élaboration d'une première liste des personnes décédées par appariement des informations provenant des trois sources;

B - Vérification de listes de décès par des personnes autorisées; C - Constitution finale du fichier.

A - Élaboration d'une première liste

Les informations provenant du RAB ayant été préalablement informatisées, les trois fichiers de données ont été joints ensemble. Un tri par date de décès effectué ensuite a, dès le départ, fourni une liste des personnes décédées où, pour plus des trois quarts, les informations relatives à une même personne étaient consécutives (dans tous les cas où la date de décès était identique dans plus d'une source). A partir de cette liste initiale, une comparaison attentive, notamment de toutes les personnes sans informations appariées, a permis d'effectuer de proche en proche tous les autres rapprochements.

L'appariement des informations sur les personnes décédées provenant des trois sources s'est faite en fonction de la date de décès, des noms et prénoms, de la date, de naissance et du lieu de résidence. Dans ia majorité des cas, cela a suffi pour établir, hors de tout doute raisonnable, qu'il s'agissait bien d'une seule et même personne. Il ne faudrait cependant pas croire que l'information était identique partout. Ainsi, très souvent l'orthographe des noms différait légèrement, notamment au MSSS comparativement aux autres sources. Pour les personnes âgées, sans doute en raison de l'ignorance de la date de naissance exacte, la daté attribuée était fréquemment le 1*" janvier ou simplement une mention de l'année, cela particulièrement au RAB. Le cas des femmes mariées n'apparaissant que dans le MSSS et le RAB a posé un problème particulier. En effet, comme nous le mentionnions plus tôt, alors que le MSSS fournit le nom légal de ces femmes, le RAB les identifie par le nom de famille du conjoint. Fort heureusement, ces cas étaient peu nombreux (8), la plupart des femmes mariées apparaissant également au MSP lequel, compte tenu de la mention des deux noms de famille, permettait de faire le lien entre les sources. Nous avons rencontré toutes sortes d'autres combinaisons: des personnes dont toutes les informations concordaient sauf le lieu de résidence ou la date de décès, etc. Dans les cas plus douteux, nous avons étendu la comparaison à la cause de décès et au lieu de décès.

Parmi les 217 personnes identifiées dans plus d'une source, la date de décès était identique dans 81,1% des cas, la date de naissance dans 40,1% cependant que l'année de naissance l'était à 83,4%, et enfin, le lieu de résidence était identique dans 93,1 % des cas.


B - Vérification

Une liste des personnes décédées a été compilée pour chacun des villages et soumise à l'agent© locale d'inscription pour fins de vérification. A cette étape, plusieurs incertitudes se sont dissipées. Certains décès ont été rejetés parce qu'il s'agissait de décès de personnes résidant en dehors de la région crie ou inconnues dans le village. Le village de résidence a été précisé pour quelques personnes dont l'information provenant des diverses sources était contradictoire. L'unicité de l'identité des quelques femmes mariées pour lesquelles nous avions des noms de familles différents a été confirmée, de même que celle de plusieurs autres personnes dont certains points d'information différaient selon le source utilisée. En outre, certains détails additionnels concernant le lieu de résidence des personnes décédées ont permis, à l'étape finale de constitution du fichier, d'associer des critères plus précis à la notion de résidence.

Par ailleurs, la liste des personnes décédées par traumatismes a été vérifiée par le Dr Peter Barss. Le Dr Peter Barss et son équipe mène en effet, depuis 1992, une recherche dans le but d'examiner la mortalité et la morbidité dues aux traumatismes chez les Cris de la Baie James. Pour ce faire, ils ont élaboré une liste confidentielle des personnes décédées par traumatismes, résultant du couplage d'informations en provenance des trois sources ci-haut mentionnées et des rapports du coroner. Cette liste a fait l'objet de vérifications minutieuses et d'enquêtes auprès des familles des décédés pour préciser les circonstances du décès. Ainsi, suite à sa vérification, le Dr Peter Barss nous a signalé certains cas où la cause de décès retenue par leur étude différait de celle que nous avions identifiée.

C - Constitution finale du fichier.

L'élaboration d'un fichier final a consisté d'abord par l'exclusion des personnes identifiées, ou pressenties, comme n'étant pas de la RSS 18. Ainsi, avons-nous enlevé du fichier tous les décès d'inuit de Whapmagoostui. Pour les autres personnes, la décision de les exclure ou non a nécessité de préciser d'abord la notion de résidence que nous adoptions pour cette étude. En effet, s'il ne peut y avoir de confusion à l'égard d'un individu ayant habité la même localité toute sa vie, il en va tout autrement pour de nombreux autres scénarios. La notion de résidence comporte assurément une part d'arbitraire et celle que nous avons retenue s'apparente à celle de Statistique Canada puisqu'elle sous-tend l'idée de "résidence habituelle" comme dans les recensements. Le lieu de résidence des personnes décédées devient ainsi leur lieu de résidence dans les dernières années de leur vie, soit par exemple, la localité où elles avaient déménagé pour y travailler (c'est le cas des non autochtones notamment) ou encore, où elles étaient allées habiter suite à un mariage. Font toutefois exception à cette règle, a) les personnes dont la vie s'est terminée par un séjour plus ou moins long à l'hôpital (souvent en dehors de la région crie), b) les étudiants décédés dans la localité où ils effectuaient leurs études; pour ces deux catégories de personnes, le lieu de résidence retenu est le village où elles résidaient habituellement, avant la maladie ou le décès. C'est donc à partir de ces critères que nous avons par la suite procéder aux exclusions finales.


1987-1992

Une fois ta liste des noms des personnes décédées établie, les diverses informations concernant ces personnes ont été tirées:

a) du MSSS, dans tous les cas où l'information était disponible; b) sinon, du MSP; c) ou du RAB, si cette source était la seule.

La décision de retenir dans cet ordre les informations des différentes sources s'appuie essentiellement sur les données relatives à la cause de décès. Dans les données du MSSS en effet, la cause de décès est celle apparaissant sur le certificat officiel de décès et donc, a été déclarée par une personne "officielle" et codée par des professionnels habilités à cette tâche. Par comparaison, les données du MSP ont été codées par nous à partir des renseignements disponibles, alors que les données du RAB ne fournissent pas la cause de décès.

L'information sur les personnes décédées (et sur leur cause de décès) provient donc du MSSS dans 187 cas5, du MSP dans 46 cas et du RAB dans 7 cas (voir tableau 1). La cause de décès était donc à coder dans 53 cas. La cause de décès des 7 personnes identifiées par le RAB a été codée "inconnue". La cause de décès des 46 autres personnes (MSP) a été codée au mieux de notre connaissance selon ia 9e révision de la Classification internationale des maladies (CIM-9) et selon ses normes, c'est-à dire en retenant dans le cas où plusieurs causes étaient mentionnées, la cause initiale de décès6. Dans 9 cas, la cause de décès a été codée "inconnue" parce manquante ou parce que les informations fournies étaient trop vagues.. Cette codification des causes de décès a par la suite été vérifiée par deux médecinsrdu Module de santé publique-région crie de la Baie James. En définitive, parmi les 240 personnes décédées, la cause de décès est connue dans 224 cas et inconnue dans 16 cas (6,7%).

Par ailleurs, nous n'avons pas modifié la cause de décès des quelques personnes décédées par traumatismes pour lesquelles le Dr Peter Barss avait retenu dans son étude une cause de décès différente de celle que nous trouvons dans nos données. Cela pour assurer la validité interne de la codification des causes de décès de notre fichier, la très grande majorité des autres causes de décès étant tirées du MSSS et n'ayant pas, par conséquent, été soumises à une vérification semblable à celle faite par le Dr Barss et son équipe.

5 Dans 187 cas au lieu de 189 tel qu'il apparaît au tableau 1, parce que cela exclut 2 cas identifiés par rapport au fichier annuel de décès fourni aux Unités de santé publique (ces 2 décès sont parmi les 6 pour lesquels nous n'avons pas reçu d'informations nominatives du MSSS, nous les avons néanmoins "reconnus" en vertu des informations provenant des autres sources).

6 Cause initiale de décès: a) la maladie ou le traumatisme qui a déclenché l'évolution morbide conduisant directement au décès, b) les circonstances de l'actident qui ont entraîné le traumatisme mortel. (OMS, 1977, p. 771)


L'étape finale de constitution du fichier a consisté à en extraire les noms et prénoms des personnes. C'est à partir de ce dernier fichier, non nominatif, que nous avons procédé ensuite à l'analyse des données.

3 TRAITEMENT ET ANALYSE DES DONNÉES

De manière générale, tous les résultats de la présente étude de mortalité sont présentés pour l'ensemble de la population des huit villages cris de la Baie James (populations autochtone et non autochtone). Toutefois, afin de permettre une comparaison plus stricte avec les résultats de l'étude précédente (Courteau, 1989), les grands indicateurs de mortalité et certains taux sont également présentés séparément pour la population crie de la RSS 18. On peut faire remarquer dès maintenant qu'il n'y a pas, à toutes fins utiles, de différence entre la mortalité des deux populations en 1987-1992, comme on le verra plus loin. L'étude de 1975-1982 (Robinson, 1985) se rapportait à la population crie d'un plus vaste territoire que les huit villages cris de la Baie James; aucun ajustement visant à assurer une meilleure comparabilité ne pouvant être fait, nous faisons donc l'hypothèse que la mortalité de la population crie du territoire non compris dans la RSS 18 est comparable à celle de la population crie des huit villages, et nous nous référons à ces résultats comme tels.

Outre la comparaison avec les périodes antérieures, la mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James est comparée à celle de la population de l'ensemble du Québec en 1990 et à celle des Indiens du Canada en 1991. Dans certains cas, la comparaison est étendue à d'autres populations comme à celle des Inuit de Kativik (ou du Nunavik selon une autre appellation de la région) ou à celle d'autres pays.

Les données pour le Québec en 1990 sont tirées, en majeure partie, d'une publication du ministère de la Santé et des Services sociaux du Québec sur les causes de mortalité (MSSS, 1993), mais également du fichier annuel des décès fourni sur une base statutaire à toutes les Unités de santé publique. On a enregistré 48 651 décès au Québec en 1990, pour une population estimée à 6 762 200 personnes. Les statistiques de mortalité concernant les Indiens du Canada en 1991 proviennent de la Direction générale des services médicaux sur la santé des Indiens7 du ministère Santé et Bien-être social Canada. La population visée par ces données ne comprend pas tous les Indiens du Canada; dépendant de la province, les Indiens vivant hors des réserves peuvent être inclus ou exclus. En outre, la population crie des huit villages cris de la Baie James n'est pas comprise dans ces statistiques. On trouvera à l'annexe B le détail de la population visée par les données de la Direction générale des services médicaux sur la santé des Indiens. Par ailleurs, les données de population utilisées pour le calcul des taux sont

7 Ces statistiques détaillées, qu'on peut se procurer gratuitement auprès de la Direction générale (Santé et Bien-être social, 1992), nous ont été gracieusement fournies par Brian Schnarch du Conseil régional Kativik de la santé et des services sociaux.


1987-1992

fondées sur le Registre des Indiens du ministère des Affaires indiennes et du Nord Canada. Ainsi, en 1991, 2154 décès ont été enregistrés pour une population indienne au Canada estimée à 396 989 personnes.

Les divers taux concernant la mortalité infantile sont rapportés au nombre moyen de naissances annuelles durant la période 1987-1992. Les taux selon la cause de décès et les indices comparatifs de mortalité sont calculés en prenant au dénominateur l'estimation de la population au 1ter janvier 1990. Ce faisant, nous avons donc choisi, pour le calcul de ces indices, de conserver l'estimation des moins de 1 an au 1er janvier 1990 plutôt que d'utiliser une estimation à partir des naissances annuelles, parce que les données comparatives que nous utilisons procèdent de la sorte.

L'analyse de la mortalité dans une population de taille réduite comme celle de la région crie de la Baie James oblige à faire des réserves, compte tenu du petit nombre de décès qui peuvent y survenir et des larges fluctuations aléatoires qui sont alors possibles. De fait, cela soulève la question de l'interprétation des indices de mortalité obtenus à partir de ces petits nombres de décès. Si les taux calculés et autres indices reflètent l'état de la mortalité à un moment donné, ils ne fournissent toutefois qu'une estimation du risque de décéder auquel la population est soumise (Robitaille, 1980; Namboodiri, 1991). Par exemple, si le taux de mortalité des 45-64 ans a diminué entre 1987-1992 et 1982-1986, cela signifie que la situation réelle s'est améliorée entre les deux périodes; cependant, on ne peut affirmer que le risque de décéder encouru par les personnes de 45-64 ans a été moins grand en 1987-1992 qu'en 1982-1986 puisque la variation du nombre de décès entre les deux périodes peut être, jusqu'à un certain point, attribuable au hasard. Aussi, afin de permettre une interprétation quant au risque de décéder encouru par les personnes, les décès observés dans une petite population peuvent être considérés comme des événements survenus dans un échantillon et, dès lors, traités comme tels. Dans cette optique, pour tous les taux de mortalité faisant l'objet d'une comparaison, nous avons effectué le test sur une différence de proportions au niveau de signification 5%8. Ainsi, bien qu'une marge d'erreur subsiste toujours, nous pouvons néanmoins juger s'il est raisonnable de penser que les différences observées entre les taux sont significatives ou non.

L'estimation de l'espérance de vie à la naissance de la population de la RSS 18 est également sujette à des variations qui peuvent être importantes en raison du petit nombre de décès, mais aussi en raison du choix, pour le calcul de la table de mortalité, de la durée moyenne de vie que l'on attribuera aux survivants à 75 ans. Pour 1987-1992, nous faisons l'hypothèse d'une durée de vie moyenne des survivants à 75 ans de 9 ans pour les hommes et de 11 ans pour les femmes. Par comparaison avec l'espérance de vie que l'on trouve à 75 ans dans des tables de mortalité construites pour différentes époques pour la population du Canada, et dans lesquelles les nombres d'hommes et de femmes survivant à 75 ans voisinent les nombres que nous obtenons pour la région crie

8 Comme il s'agit d'un test unilatéral, la différence est jugée significative si Z > 1,64 ou Z < -1,64.


en 1987-1992, ces estimations de ta durée de vie moyenne à 75 ans et plus nous paraissent raisonnables9 (Dumas et Bélanger, 1994). Ces estimations de durée de vie moyenne à 75 ans et plus ont également été retenues pour le calcul des tables de mortalité des populations des deux sous-régions (villages côtiers et villages intérieurs) en 1987-1992. Par ailleurs, dans l'étude effectuée pour la période précédente (Courteau, 1989), la durée de vie moyenne des survivants à 75 ans était fixée à 8 ans pour les deux sexes. Étant donné que nous aurions alors obtenu des différences importantes dans la comparaison de l'espérance de vie à la naissance pour les deux périodes du seul fait d'hypothèses différentes, nous avons donc refait le calcul à partir des tables de mortalité présentées par Courteau en posant, pour 1982-1986, les mêmes hypothèses quant à la durée de vie moyenne à 75 ans et plus que celles retenues pour 1987-1992. En effet, comme on le verra plus loin, le niveau général de mortalité ayant peu varié entre les deux périodes, il nous semblait peu pertinent d'envisager des hypothèses différentes. En ce qui concerne les tables de mortalité des populations des deux sous-régions en 1982-1986, nous n'avions pas les données nécessaires qui auraient permis de refaire le calcul. Aussi, aux fins de comparaison entre les deux périodes, nous avons également calculé les tables de mortalité des deux sous-régions en 1987-1992 sur la base de la durée de vie moyenne à 75 ans et plus utilisée en 1982-1986, soit de 8 ans pour les deux sexes. Enfin, pour le calcul des tables de mortalité pour les Indiens du Canada en 1991, nous avons retenu les hypothèses suivantes concernant l'espérance de vie à 75 ans: 8 ans pour les hommes et 10 ans pour les femmes.

Pour la comparaison de la mortalité générale et de la mortalité selon les causes de décès de la population des huit villages cris de la Baie James à celle de la population du Québec en 1990, nous avons recours à des indices comparatifs de mortalité. En effet, les structures par âge des deux populations étant très dissemblables (comme on le verra plus loin), une comparaison directe conduirait à des interprétations erronées. L'indice comparatif de mortalité permet de comparer la mortalité de deux populations en éliminant l'effet d'une structure par âge différentielle. Dans le cas présent, les indices comparatifs de mortalité sont obtenus en appliquant les taux de mortalité de la population du Québec en 1990, moins fluctuant que ceux de la population de la RSS 18, à la population des huit villages cris de la Baie James. Plus précisément, les taux de mortalité par âge de chaque sexe ont d'abord été appliqués à la population de chaque sexe de la RSS 18, puis tes décès attendus ainsi obtenus pour chaque sexe ont été additionnés. Signalons qu'en procédant de la sorte, on se trouve à pondérer l'indice obtenu selon le sexe.

9 Une autre façon d'estimer la durée de vie moyenne à 75 ans et plus serait de considérer qu'il s'agit d'une population stationnaire et, dès lors, d'estimer la durée de vie moyenne des survivants à 75 ans par le rapport 1/taux de mortalité des 75 ans et plus. De cette manière, nous aurions obtenu 12,2 ans pour les hommes et 11,5 ans pour les femmes. Nous n'avons cependant pas retenu cette hypothèse car le taux de mortalité des hommes de 75 ans et plus pour la région en 1987-1992 nous paraît sujet à caution, d'une part parce qu'il est plus faible que celui des femmes du même âge, ce qui ne s'observe généralement pas dans d'autres populations et, d'autre part, parce que ce taux à 75 ans et plus pour les hommes de la région en 1987-1992 est nettement inférieur aux taux observés pour les hommes du même âge en 1991, tant au Canada qu'au Québec.


1987-1992

L'indice comparatif de mortalité se calcule ensuite en divisant le nombre de décès observés (sexes réunis) dans la population de rlà: RSS 18 par le nombre de décès attendus (sexes réunis). Dans la présente, l'indice bomparatif de mortalité est un ratio qui établit la mortalité du Québec à 1 d'où la mortalité de la région crie de la Baie James peut être examinée: si l'indice est plus grand que 1, la mortalité de la région est supérieure à la mortalité du Québec, si l'indice est plus petit que 1, la mortalité de la région est plus faible. Un. intervalle de confiance à 95% a été calculé pour ces indices comparatifs (Uddell, 1983; Breslowet Day, 1987; Mudler, 1983). Selon la norme admise, le nombre de décès attendus peut être considéré fiable parce que basé sur des taux rapportés pour une population de grande taille; le calcul de l'intervalle de confiance s'appuie donc essentiellement sur le nombre de décès observés au sein de la population de la RSS 18. Sous l'hypothèse que les décès observés se distribuent approximativement selon une loi de Poisson si leur nombre est de 50 ou moins, les valeurs limites, inférieure et supérieure, des décès observés ont été obtenues à partir d'une table standard (CRC, 1968); si le nombre de décès observés est supérieur à 50, les valeurs limites ont été obtenues par l'approximation d'une binomiale par la loi normale. Ces valeurs limites associées au nombre de décès observés sont ensuite divisées par le nombre de décès attendus, ce qui donne l'intervalle de confiance de l'indice comparatif. Dès lors, si l'intervalle de confiance comprend la valeur 1, la différence avec la population de référence n'est pas significative; si l'intervalle, de confiance ne comprend pas la valeur 1, la différence peut-être considérée significative.

Enfin, signalons que les données du fichier de décès non nominatif ont été traités par le logiciel SPSS. Les calculs des divers indicateurs et/des taux ont été effectués en majeure partie à l'aide du logiciel LOTUS.


PARTIE 2

ANALYSE DESCRIPTIVE DE LA MORTALITÉ

Avant d'aborder l'étude de la mortalité de la population de la région crie de la Baie James (RSS 18), il importe d'en signaler certaines caractéristiques. La population des huit villages cris de la Baie James est une population jeune comme le montre la pyramide des âges présentée au graphique 1. Par comparaison, la population de la région est beaucoup plus jeune que celle de l'ensemble du Québec alors qu'elle se compare assez bien à celle des Indiens du Canada en 1991.

Au graphique 2, on peut voir en effet que, par rapport à la population du Québec, la population des huit villages cris de la Baie James est sur-représentée dans les groupes d'âges allant de 0-4 ans à 25-29 ans et sous-représentée dans tous les groupes d'âges supérieurs (30 ans et plus). La comparaison avec la population des Indiens du Canada montre également des différences, entre autres chez les jeunes, mais dans l'ensemble les proportions par âge sont plutôt voisines. En outre, 36,4% de la population de la région crie de la Baie James a moins de 15 ans et seulement 4,5% est âgée de 65 ans ou plus, ce qui se démarque nettement de ce qu'on trouve pour le Québec, mais ressemble à la situation des Indiens du Canada (tableau 2).

Tableau 2

Proportion (%) de la population ayant moins de 15 ans et proportion (%) ayant 65 ans et plus,

RSS 18, 1987-1992; Québec, 1990; Indiens du Canada, 1991.

POPULATION/ GROUPE D'AGES

RSS 18 Québec1 Indiens du Canada2

Moins de 15 ans 36,4 20,1 33,5

65 ans et plus 4.5 10,9 3,8

Sources: 1 MSSS, 1993. 2 Santé et Bien-être social Canada, Direction générale des services

médicaux sur la santé des Indiens.


1987-1992

Graphique 1

PYRAMIDE DES AGES, VILLAGES CRIS DE LA BAIE JAMES 1987-1992 (estimation au 1ter janvier 1990)

AQE

14% 12% 10% 8% 6%

HOMMES

76 et

plus

70-74

66-69

60-64

66-69

60-64

45-49

40-44

36-39

30-34

26-29

20-24

15-19

10-14

5 - 9 0 - 4

4% 2% 09 0% 2% 4% 6% 8%

FEMMES

10% 12% 14%

Graphique 8

COMPARAISON DE LA STRUCTURE PAR ÂGE RSS 18, 1987-1992 et Québec 1990;

RSS 18, 1987-1992 et Indiens du Canada, 1991.

AGE

{STntt ntnrtttTfflt ittSssnyaj. HlllpjfWHHWMMInSUi *1 III III I ITT III I III '*V***Tf • g

14% 10% 8% 6% 4%

RSS 18,1990

2% 4% 6% 8% 10%

QUEBEC, 1990 12% 14%

B

14% 12% 10% 8% 0% 4%

RSS 18.1990

AGE

76 « t plus

70-74 06-69 60-64 66-60

60-64 46-49 40-44 36-30 30-34 26-29 20-24 16-19 10-14 6 - 9 0-4

=H:HHli!!HÉ iifirnHffiinKmfffli :t5tîîîKi:t:it:îxxtsi

•rtnnutiiTtiiitniMiiminii 9HHHiiHHHy:H:HHUîH5:3sHHUHtîios:ss ffntîr

MHHii^iiiriiniiiiiMiiiHmiiiiin

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2% 0% 0% 2% 4% 6% 8% 10% 12%

INDIENS DU CANADA, 1991 14%


1987-1992

La forme de la pyramide des âges de la population des huit villages cris de la Baie James laisse entrevoir une baisse de;la fécondité qui aurait débuté vers le milieu des années soixante-dix, les effectifs du groupe d'âges 10-14 ans étant proportionnellement plus faibles que ceux du groupe d'âges 15-19 ans. Par comparaison, la baisse de la fécondité serait apparue dès le milieu des années soixante pour le Québec, et probablement vers les années soixante-dix chez les Indiens du Canada.

La jeunesse relative de la population de la région crie de la Baie James, et de celle des populations autochtones en général, par rapport à celle du Québec s'explique entre autres par des taux de natalité et de fécondité beaucoup plus élevés dans ces populations que pour l'ensemble du Québec, comme on peut le voir au tableau 3.

Tableau 3

Taux brut de natalité et taux de fécondité RSS 18, 1987-1992; Québec, 1990; Indiens du Canada, 1991.

TAUX BRUT DE NATALITÉ (pour 1000 personnes)

RSS 18, 1987-1992 28,4

Québec. 19901 14,5

Indiens du Canada, 19912 29,5

TAUX DE FÉCONDITÉ (pour 1000 femmes de 15-49 ans)

RSS 18, 1987-1992 r • y 106,3

Québec, 19901 53,0

Indiens du Canada, 19912 104,2

Sources: 1 MSSS, 1993. 2 Santé et Bien-être social Canada.

Le taux de fécondité des femmes de la région crie de la Baie James est en effet le double de celui de l'ensemble des femmes du Québec. Par contre, on voit la ressemblance entre les taux de fécondité et de natalité de la population des huit villages cris de la Baie James et des Indiens du Canada.

Le haut niveau de fécondité des femmes de la région crie de la Baie James n'a que légèrement diminué depuis 1975 (Courteau, 1989) et, allié à une baisse importante de la mortalité infantile, il en résulte une population jeune.


1 MORTALITÉ GÉNÉRALE

Durant la période 1987-1992, on a dénombré 240 décès survenus au sein de la population des huit villages cris de la Baie James. Nous allons d'abord présenter les caractéristiques générales de la mortalité.

1.1 Taux brut de mortalité

Le taux brut de mortalité est obtenu en rapportant le nombre moyen de décès annuels à la population moyenne durant la période. Le taux brut de mortalité pour la région crie de la Baie James s'établit à 4,2 pour mille en 1987-1992, et se situe au même niveau que l'on considère la population totale ou seulement la population crie. Par ailleurs, le taux a diminué depuis 1975. Pour la seule population crie, il est passé de 5,3 pour mille en 1975-1981, à 4,6 pour mille en 1982-1986 (Courteau, 1989) et à 4,2 pour mille pour la période récente.

Le taux brut de mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James est plus faible que celui des Indiens du Canada en 1991 (5,4 pour mille) et que celui de l'ensemble du Québec (8,1 pour mille). Il faut voir cependant que le taux brut de mortalité peut camoufler des disparités importantes quand on ie compare dans des populations différentes. La structure par âge l'influence fortement, faisant habituellement hausser le taux lorsque la population est vieille.

1.2 Espérance de vie à la naissance

L'espérance de vie à la naissance est une forme d'indice-résumé de la mortalité d'une population. Elle représente le nombre moyen d'années que vivrait une génération fictive qui parcourrait tous les âges en subissant les risques de mortalité observés dans la population concernée durant la période étudiée. Elle est obtenue en calculant la table de mortalité de la population.

Pour la période 1987-1992, l'espérance de vie à la naissance est estimée à 74,2 ans pour l'ensemble de la population des huit villages cris de la Baie James, à 71,3 ans pour les hommes et à 77,1 ans pour les femmes10. En outre, l'estimation de l'espérance de vie à la naissance de la seule population crie (74,4 ans) est somme toute identique à celle obtenue pour toute la population de la région.

Au graphique 3, nous comparons l'espérance de vie à la naissance de la population crie des huit villages cris de la Baie James, telle qu'estimée pour trois périodes depuis 1975.

10 Les tables de mortalité sont présentées à l'annexe C.


1987-1992

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On voit alors que l'espérance de vie à la naissance de la population crie de la région de la Baie James s'est améliorée depuis 1975t passant de 71,8 ans en 1975-1981, à 73,3 ans en 1982-198611 pour s'établir à 74,4 ans en 1987-1992. On remarque aussi qu'elle s'est accrue pour les deux sexes réunis. Cependant, il apparaît que l'espérance de vie des hommes n'a pas bougé entre 1982-1986 et 1987-1992, alors que celle des femmes a progressé régulièrement de 1975 à 1992.

Ces différences dans l'évolution de l'espérance de vie à la naissance des hommes et des femmes de la région crie entre 1975 et 1992 doivent être regardées avec prudence. En effet, l'espérance de vie à la naissance est ici fortement tributaire du taux de mortalité infantile (décès d'enfants de moins d'un an). Or en 1982-1986, la mortalité des moins d'un an est nettement supérieure chez les filles que chez les garçons, cela contrairement à ce qui s'observe généralement (et l'auteur s'en étonne d'ailleurs, (Courteau, 1989)). Pour la période 1982-1986, on observe ainsi un ratio garçons/filles des taux de mortalité infantile de 0,41. Par contre, pour la période 1987-1992, ce ratio est de 1,49 comparativement à 1,27 pour le Québec en 1990 et à 1,24 pour les Indiens du Canada en 1991. Sur de très petits nombres comme ceux des décès d'enfants de moins d'un an dans la région (20 en 1982-1986 et 18 en 1987-1992), la variabilité aléatoire quant au sexe des décédés n'est certes pas négligeable, et explique sans doute le ratio inhabituel obtenu en 1982-1986. Ainsi, si le ratio des sexes avait suivi la tendance générale, l'espérance de vie des femmes aurait augmenté légèrement plus entre 1975-1981 et 1982-1986, alors que celle des hommes aurait connu une progression plus faible12. En somme, il est sans doute plus juste de considérer que l'espérance de vie à la naissance des hommes et des femmes de la région crie de la Baie James a progressé assez régulièrement de 1975 à 1992.

Au graphique 4, on voit que si l'espérance de vie à la naissance des hommes et des femmes des huit villages cris de la Baie James est moins élevée que celle de l'ensemble du Québec et du Canada (Duchesne, 1992; Dumas, 1992), elle est cependant supérieure à celle des Indiens du Canada et encore plus à celle des Inuit de Kativik (RSS 17)13.

11 Rappelons que cette estimation diffère de celle présentée dans Courteau (1989), suite à des calculs que nous avons refaits sur la table de mortalité de 1982-1986 en modifiant la durée de vie moyenne à 75 ans et plus (voir méthodologie).

12 Pour illustrer notre propos, noùs nous sommes livrés à l'exercice suivant, soit de recalculer l'espérance de vie des hommes et des femmes pour la période 1982-1986 en appliquant le ratio garçons/filles des taux de mortalité infantile de 1987-1992. On a dès lors obtenu une espérance de vie de 70,9 ans pour les hommes et de 75,9 ans pour les femmes. Comparativement aux vraies valeurs obtenues (71,6 ans et 75,1 ans), on voit que la variation est relativement importante. Cet exercice donne donc une idée de l'effet du ratio inhabituel sur l'espérance de vie des hommes et des femmes en 1982-1986.

13 Concernant les Inuit de Kativik (ou Nunavik) pour la période 1989-1993, informations fournies par Brian Schnarch du Conseil régional Kativik de la santé et des sendees sociaux.


1987-1992

Graphique 4

ESPERANCE DE VIE A LA NAISSANCE PAR SEXE Kativik, 1989-1993; Indiens du Canada, 1991; RSS 18, 1987-1992; Québec, 1990; Canada, 1990.

SEXE/Région

HOMMES . .

Kativik

Indiens

RSS 18

Québec

Canada

FEMMES

Kativik

Indiens

RRS 18

Québec

Canada

59.2

66.5

71.3

73.2

74

61.4

73

77.1

80.5

80.6

20 4 0 60 ANNEES

8 0 100

1.3 Mortalité par âge

L'âge constitue un facteur déterminant de la mortalité. Le graphique 5 illustre la répartition selon l'âge des 240 décès survenus dans la région crie de la Baie James durant la période 1987-1992. On constate que la moitié des décès survient après 65 ans. Eh outre, 14,2% des décès sont attribuables aux moins de 15 ans, et 24,2% aux moins de 25 ans. Par comparaison, pour la population du Québec qui compte une proportion importante de personnes âgées, ce sont 70,6% des décès qui surviennent après 65 ans, alors que cette proportion s'établit à 39,7% pour les Indiens du Canada en 1991.

L'examen des proportions de décès par âge, s'il est intéressant en soi, est d'une utilité restreinte quand on veut comparer la mortalité de diverses populations. Les taux de mortalité par âge que nous présentons ci-après permettent quant à eux d'obtenir des mesures de mortalité significatives.

1.3.1 Mortalité infantile

La mortalité infantile est habituellement perçue comme un indicateur privilégié du développement socio-économique et sanitaire d'une population. Le taux de mortalité infantile se calcule en rapportant le nombre de décès d'enfants de moins d'un an durant une période donnée au nombre de naissances vivantes durant la même période14.

En outre, la mortalité infantile fait l'objet d'une catégorisation en fonction de l'âge au décès. Ainsi, on distingue la mortalité néonatale précoce (moins de 7 jours de vie), la mortalité néonataie tardive (de 7 à 28 jours de vie) et la mortalité post-néonatale (29-364 jours de vie). Cette catégorisation selon l'âge au décès des enfants de moins d'un an se fonde notamment sur les causes des décès à survenir durant la première année de vie. Ainsi, les décès liés à des facteurs héréditaires, à des malformations congénitales ou consécutives aux traumatismes causés par l'accouchement suivent d'assez peu la naissance. Par contre, les décès liés à des causes extérieures comme les infections, les troubles respiratoires ou les traumatismes s'échelonneront tout au long de la première année de vie (Pressât, 1973). Signalons que la mortalité néonatale (0-28 jours de vie) représente habituellement la fraction la plus difficilement réductible de la mortalité infantile. Quant à elle, la mortalité périnatale est définie comme étant la somme des mortinaissances (enfants mort-nés) et des décès d'enfants de moins de 7 jours de vie, rapportée à.toutes les naissances (naissances vivantes et mortinaissances).

14 Ce qui revient à lui attribuer une dimension annuelle.


1987-1992

Graphique 8

NOMBRE ET POURCENTAGE DE DÉCÈS PAR AGE . Villages cris de la Baie James, 1987-1992

Moins 1 an 7.5%

75 + 30 .8%

1-4 ans 2.9%

5-14 ans 3.8%

15 -24 ans 10.0%

2 5 - 4 4 ans 11.3%

6 5 - 7 4 ans 20.4% 4 5 - 6 4 ans

13.3%


Durant la période 1987-1992, 18 enfants de moins d'un an sont décédés au sein de la population des huit villages cris de la Baie James. En outre, 9 mortinaissances ont été enregistrées. Le tableau 4 présente les différents taux associés à la mortalité infantile pour la période 1987-1992 pour la population totale de la région crie de la Baie James et pour la population crie seulement. On voit alors que le taux de mortalité infantile (et les autres taux) ne diffère pas, que l'on considère la population totale ou seulement la population crie de la région. Cette constatation va dans le même sens que celle faite précédemment concernant l'espérance de vie à la naissance et la mortalité générale. Ce qui justifie que, dans la suite de ce rapport, on s'en tiendra à présenter seulement, sauf exception, les résultats pour l'ensemble de la population des huit villages cris de la Baie James.

Tableau 4


Villages cris de la Baie James (RSS 18), 1987-1992

POPULATION VISÉE

TAUX DE MORTALITÉ (pour 1000 naissances) POPULATION VISÉE Périnatale Néonatale Post-

néonatale Infantile

Population crie 6,8 3,1 8,1 11.2

Population totale 6,7 3,1 8.0 11.0

Note: Voir annexe D-1 pour les nombres de décès.

L'évolution des taux de mortalité infantile pour la population crie des huit villages cris de la Baie James, portant sur trois périodes de 1975 à 1992, est illustrée au graphique 6. On constate alors que la baisse de la mortalité infantile amorcée entre les périodes 1975-1981 et 1982-1986 s'est poursuivie au cours de la période récente, quoique à un rythme moins accentué. Essentiellement, la baisse de la mortalité infantile entre 1982-1986 et 1987-1992 est due à une diminution de la mortalité post-néonatale (29-364 jours), différence qui est d'ailleurs presque significative, alors que les taux de mortalité périnatale et néonatale sont, à toutes fins utiles, demeurés stables durant les deux dernières périodes (voir annexe D.2, où on présente les taux de mortalité et les nombres de décès).


1987-1992

Graphique 8

TAUX DE MORTALITÉ INFANTILE, PÉRINATALE, NÉONATALE ET POST-NÉONATALE Population crie des huit villages cris de la Baie James

1975-1981, 1982-1986, 1987-1992

TAUX (pour 1000 naissances)

1975-1981 1982-1986 1987-1992

PERIODE

Périnatale G Néonatale

Post-néonatale —I— infanti le


Le tableau 5 compare la mortalité infantile des hurt villages cris de la Baie James (population totale) à celle d'autres populations. D'une manière générale, on constate que les taux de mortalité périnatale et néonatale sont plus faibles dans la région crie de la Baie James que partout ailleurs (différences qui ne sont cependant significatives que par rapport à Kativik et aux Indiens du Canada), alors que le taux de mortalité post-néonatale y est plus élevé (significativement par rapport au Québec et aux régions Abitibi et Côte-Nord).

Tableau 5


Québec et régions (1987-1992), Indiens du Canada (1991)

POPULATION TAUX DE MORTALITÉ (pour 1000 naissances)

POPULATION Périnatale Néonatale Post-

néonatale Infantile

Région crie de la Baie James (RSS 18) 6.7 3,1 8,0 11.0

Québec1 8,3 4,3 2.0' 6,4'

Abitibi et Côte-Nord (RSS 8 et 9)1 8.9 4.9 2.5' 7,4

Kativik (RSS 17)1 16,4' 11.3- 18,5' 29,8'

Indiens du Canada (1991)2 13,9" 5,0 6.9 11.9

Sources: 1 MSSS, Service de l'infocentre, application NVMI, avril 1994. 2 Santé et Bien-être social Canada.

Notes: * L'astérisque indique une différence significative par rapport à la mortalité de la RSS 16.

t i Ainsi, la mortalité'infantile de la région crie est significativement plus élevée que celle du Québec, essentiellement en raison d'un taux de mortalité post-néonatale supérieur. Comparativement à deux régions rurales du Québec (Abitibi et Côte-Nord), la mortalité infantile de la région crie est également plus élevée (différence non significative) et la différence repose, comme par rapport au Québec, sur un taux de mortalité post-néonatale significativement plus élevé. Enfin/par rapport à deux groupes autochtones, on voit que la mortalité infantile observée dans les huit villages cris de la Baie James fait bonne


1987-1992

figure. La mortalité infantile est nettement plus, élevée chez les Inuit de Kativik15 que dans la région crie, et ce quelle que soit la catégorie1 examinée. Comparativement aux Indiens du Canada en 1991, la mortalité infantile de la population de la région crie est légèrement plus faible, quoique seul le taux de mortalité périnatale soit significativement plus bas.

Le Québec a un taux de mortalité infantile parmi les plus bas au monde: Aussi, présentons-nous au tableau 6 une comparaison au niveau international. On voit alors que le taux de mortalité infantile des huit villages cris de la Baie James est supérieur à celui du Canada (différence significative), de la France et des États-Unis en 1990; il est cependant deux fois plus faible que celui de l'URSS en 1989.

Tableau 6

Taux de mortalité infantile (pour 1000 naissances)

Villages cris de la Baie James (RSS 18) et divers pays

POPULATION VISÉE TAUX DE MORTALITÉ

RSS 18, 1987-1992 11,0

CANADA, 19901 ' 6,8

FRANCE, 19902 7,2

ÉTATS-UNIS, 19902 9,1

URSS, 19892 23,0

Sources: 1 Statistique Canada, 1992. 2 Duchesne, 1992.

1.3.2 Mortalité dans les autres groupes d'âges

Au. graphique 7, on présente les taux de mortalité par âge de la population des huit villages cris de la Baie James, pour la période 1982-1986 et la période 1987-1992. On y constate la courbe habituelle de la mortalité selon l'âge: relativement élevés chez les moins d'un an, les taux de mortalité décroissent ensuite pour atteindre leur minimum chez les 5-14 ans et par la suite, augmenter lentement d'abord, puis rapidement, avec l'âge.

15 Le taux présenté pour Kativik dans l'application NVMI du MSSS concerne essentiellement, mais non exclusivement, les Inuit de Kativik (ou Nunavik).


Graphique 8

TAUX DE MORTALITÉ PAR ÂGE Villages cris de la Baie James, 1982-1986, 1987-1992.

TAUX (pour 10 000) 350 t

300 - -

250 -

2 0 0 - -

150 -

1 0 0 -

50 -

0-1 1-4 5-14 15-24 25-44 45-64 65-74 AGE

1982-1986 1987-1992


1987-1992

Dans l'ensemble, les taux par âge sont plus faibles en 1987-1992 qu'en 1982-1986 ou encore se situent à des niveaux voisins, exception faite du taux de mortalité à 65-74 ans qui est plus élevé. Le taux de mortalité à 65-74 ans est en outre significativement plus élevé en 1987-1992 qu'en 1982-1986, alors que le taux observé chez les 1-4 ans en 1987-1992 est significativement plus faible qu'à la période précédente. Concernant les 1-4 ans, il importe de signaler que l'écart des taux de mortalité entre 1982-1986 et 1987-1992 est probablement plus faible que ce que montrent les résultats présentés ici. En effet, le taux chez les 1-4 ans en 1982-1986, établi à 40,0 pour 10 000 par Courteau (Courteau, 1989), se situerait sans doute plutôt autour de 30 pour 10 000, comparativement à un taux de 12,2 pour 10 000 en 1987-199216 (la différence entre les taux demeurerait cependant significative).

En somme, on constate des modifications de la mortalité selon l'âge dans la population des huit villages cris de la Baie James entre 1982-1986 et 1987-1992. Certaines, comme la hausse relativement importante de la mortalité chez les 65-74 ans, ont un impact indéniable sur la variation du niveau général de mortalité entre les deux périodes, encore qu'il faille user de ces résultats avec prudence compte tenu des petits nombres de décès concernés (voir annexe D.3 et page 40).

Le graphique 8 présente les taux de mortalité par âge pour la région crie de la Baie James en 1987-1992, pour le Québec en 1990 et pour les Indiens du Canada en 1991. On constate alors que, sauf pour les 45-64 ans, les taux de mortalité sont plus élevés pour la population des huit villages cris de la Baie James que pour celle de l'ensemble du Québec; de plus, les différences sont significatives tout particulièrement chez les moins de 25 ans, mais également chez les 25-44 ans. A l'inverse, les taux de mortalité par âge sont généralement plus faibles pour la population de la région crie que pour les Indiens du Canada, à l'exception des taux à 5-14 ans; ce n'est cependant qu'entre 25 et 64 ans que la mortalité de la région crie est significativement plus faible. Pour les autres groupes d'âges, la mortalité de la région crie de la Baie James ne présente pas de différence significative avec celle des populations comparatives.

16 Cette présomption se fonde sur le fait que Courteau a utilisé des données de population non corrigées (voir page 6) provenant du Registre des Autochtones bénéficiaires de la Convention de la Baie James et du Nord québécois (RAB) pour estimer la population des 1-4 ans au milieu de la période 1982-1986 (au 25 mars 1985). Courteau ne mentionne pas comment II a procédé, mais il y a tout lieu de croire qu'à l'effectif des 0-4 ans du RAB au 25 mars 1985, il ait soustrait le nombre moyen de naissances annuelles de la période 1982-1986 (233), obtenant ainsi un effectif de 500 personnes pour les 1-4 ans (l'effectif des 0-4 ans qui en résulte, soit 733 personnes, est alors tout à fait cohérent avec l'information du tableau statutaire du RAB au 1" mai 1985 qui indique 737 personnes). En corrigeant l'effectif des 0-4 ans au 25 mars 1985 sur la base de la proportion de cas manquants pour ce groupe d'âges au tableau statutaire en date du I* janvier 1990 (voir tableau 37), on obtient un effectif de 881 personnes duquel, en soustrayant le nombre moyen de naissances annuelles de la période, on obtient l'effectif corrigé des 1 -4 ans pour la période 1982-1986, soit 648 personnes. Les 10 décès observés en 1982-1986 donnerait alors un taux de mortalité de 30,9 pour 10 000 au lieu du 40,0 pour 10 000 établi par Courteau. Par contre, signalons que la comparaison présentée au graphique 7 est juste pour les taux de mortalité à 0-1 an puisque, dans les deux cas, il s'agit des taux de mortalité infantile. En outre, pour tous les autres groupes d'âges, l'utilisation de données de population non corrigées provenant du RAB a un effet négligeable.


Graphique 8

TAUX DE MORTALITÉ PAR ÂGE RSS 18, 1987-1992; Québec 1990; Indiens du Canada, 1991.

TAUX (pour 10 000) 350 t

300 -

250 - -

2 0 0 - -

150 - -

1 0 0 -

E D Q U E B E C , 1990 H RSS18 , 1987 -1992

I N D I E N S - C A N A D A , 1991


1987-1992

Tableau 12

. Taux de mortalité par âge (pour 10 000 personnes)

RSS 18, 1987-1992; Québec, 1990; Indiens du Canada, 1991.

AGE RSS 18

1987-1992 QUÉBEC1

1990 INDIENS2

1991

Moins de 1 an3 110,2 63,6* 118,7

1-4 ans 12,2 3,8* 15,5

5-14 ans 6,6 2.6" 4,3

15-24 ans 18,1 7,2* 25,6

25-44 ans 17.9 12,8' 32,0*

45-64 ans 57,1 69,3 107,9*

65-74 ans 286,5 256,8 337,4

75 ans + 844,7 791,9 896,3

TOTAL 41,8 71,9 54,2

Sources: 1 MSSS, 1993. 2 Santé et Bien-être social Canada.

Notes: 3 Taux de mortalité infantile. L'astérisque indique une différence significative par rapport à la mortalité de la RSS 16.

1.4 Mortalité par sexe

Pour la région crie de la Baie James, en 1987-1992, le taux brut de mortalité des hommes est supérieur à celui des femmes. Ce fait n'est cependant pas particulier à ia région comme on peut le voir au tableau 8. Le taux brut de mortalité des hommes de la région est plus élevé en 1987-1992 qu'à la période précédente, alors qu'on trouve l'inverse pour les femmes. Par comparaison, les taux bruts de mortalité des hommes et des femmes des huit villages cris de la Baie James en 1987-1992 sont inférieurs à ceux des Indiens et des Indiennes du Canada en 1991.


Tableau 12

Taux brut de mortalité selon le sexe RSS 18, 1982-1986 et 1987-1992; Indiens du Canada, 1991.

Indice comparatif de mortalité selon le sexe RSS 18, 1982-1986 et 1987-1992; Indiens, 1991 (mortalité de référence: Québec, 1990)

SEXE/ POPULATION

HOMMES FEMMES TOTAL

TAUX BRUT OE MORTALITÉ ( pour 1000 personnes)

RSS 18, 1987-1992 population totale 5,0 3,4 4,2

RSS 18, 1982-19861 4,8 4,4 4,6

Indiens, 19912 6,4 4,5 5,4

Québec, 19903 8,1 6,3 7,2

tNDfCE COMPARATIF DE MORTALITÉ (Québec, 19903)

RSS 18, 1987-1992 population totale

population crie

1,09 (0,91 - 1,27)"

1,07 (0,89- 1,25)

1,42 (1,13 - 1,70)

1,42 (1,13-1,70)

1,20 (1,05- 1,35) .

1,19 (1,04- 1,34)

RSS 18, 1982-1986 0,96 (0,76-1,15)

1,61 (1,27- 1,95)

1.18 (1,01 - 1,35)

Indiens du Canada, 1991 1,52 1,75 1,61

Sources: 1 Calculs effectués à partir de Courteau, 1989. 2 Santé et Bien-être social Canada. 3 MSSS, 1993.

Notes: 4 Entre parenthèses, intervalle de confiance à 95%.

Pour comparer la mortalité de la région crie avec la situation qui prévaut au Québec en 1990, nous présentons également au tableau 8 des indices comparatifs de mortalité. De plus, ces indices comparatifs, établis par référence à la mortalité du Québec en 1990 et étendus à toutes les populations avec lesquelles on compare la mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James, nous permettent d'examiner la mortalité selon le sexe en éliminant l'effet de structures par âge différentielles entre les diverses


1987-1992

populations. On constate alors que l'écart du niveau de mortalité des hommes de la région crie en 1987-1992 comparativement à 1982-1986 y apparaît plus marqué que ce que montrent les taux bruts, alors que la différence relativement importante constatée chez les femmes entre les deux périodes se confirme. La surmortalité des Indiens et des Indiennes comparativement aux hommes et aux femmes de la région en 1987-1992 se confirme également Par rapport au Québec, on voit alors que la mortalité des hommes (cris et toutes origines) des huit villages cris de la Baie James en 1987-1992 n'est que légèrement supérieure à celle des hommes du Québec (différence non significative). Par contre, la mortalité des femmes (cries et toutes origines) de la région crie est presque 1 fois et demie plus élevée que celle des femmes du Québec, et la différence est significative. Dans l'étude portant sur ia période précédente, on observait des résultats semblables en regard de la mortalité selon le sexe dans la région, comparativement à fa mortalité du Canada en 1984 (Courteau, 1989).

Par ailleurs, la mortalité de la population de la région crie de la Baie James (sexes réunis) en 1987-1992 est significativement plus élevée que celle de la population du Québec, contrairement à ce que laissait entrevoir les taux brut de mortalité. Par contre, la mortalité de la région crie de la Baie James est largement plus faible que celle des Indiens du Canada, que Ton examine les taux brut de mortalité ou les indices comparatifs de mortalité établis par référence à la mortalité du Québec en 1990. Cela s'explique par le constat fait précédemment de structures par âge assez semblables dans les deux populations, ce qui n'oblige donc pas à recourir à des indices comparatifs de mortalité quand on veut comparer la mortalité de ces deux populations.

Comme on peut le voir au tableau 8, après élimination de l'effet de structures par âge légèrement différentes, le niveau de mortalité générale (sexes réunis) de la population des huit villages cris de la Baie James en 1987-1992 est équivalent à celui de 1982-1986. On se rappellera que l'espérance de vie à la naissance a progressé par contre entre les deux périodes. Pour expliquer ce constat qui peut sembler paradoxal, l'évolution des taux de mortalité par âge entre les deux périodes doit être considérée ici. En effet, comme le calcul de ces deux indicateurs de mortalité s'effectue sur les données concrètes d'observation, toutes les différences des taux de mortalité entre les deux périodes sont prises en compte et ce, même si elles ne sont pas significatives. Ainsi, on a constaté précédemment que les taux de mortalité ont diminué dans plusieurs groupes d'âges, notamment chez les moins d'un an et les 45-64 ans où les taux de mortalité sont relativement élevés, et augmenté légèrement, sauf en ce qui concerne les 65-74 ans, dans des groupes d'âges où les décès sont peu nombreux (5-44 ans). Or, dans rétablissement du niveau de mortalité générale de 1987-1992 comparativement à 1982-1986, le nombre de décès épargnés à des âges plus jeunes fait contre-poids à l'augmentation des décès chez les 65-74 ans. Par contre, dans le calcul de l'espérance de vie, compte tenu de la réduction ou de la relative stabilité de la mortalité avant 65 ans, il en résulte un nombre plus élevé de survivants à des âges jeunes et ces personnes survivantes additionnelles pourront accumuler de nombreuses années de vie. A l'opposé, un taux de mortalité plus élevé à 65-74 ans diminuera le nombre de survivants à ces âges, mais comme le nombre d'années potentielles qui reste à vivre à 65 ans est


nettement inférieur à celui qu'on a à 1,4 ou même 45 ans, ces personnes disparues représentent, dans le cas présent, une perte en nombre d'années vécues plus faible que le gain fait à partir de la réduction de la mortalité à des âges plus jeunes. On ne saurait cependant conclure sans attirer l'attention sur le fait que la hausse de mortalité constatée dans le groupe d'âges 65-74 ans entre 1982-1986 et 1987-1992 est peut-être moins importante qu'il n'y paraît. En effet, le taux observé en 1982-1986 (175,8 pour 10 000 de population) nous semble anormalement bas comparativement d'une part, aux taux observés dans la région en 1975-1982 (environ 310 pour 10 00017) et en 1987-1992 (286,5 pour 10 000) et d'autre part, à ceux observés dans des populations de plus grande taille (Québec 1984 et 1990 : 284,3 et 256,8 pour 10 000 (MSSS, 1993); Indiens du Canada en 1991 : 337,4 pour 10 000). Ainsi, peut-on considérer que la mortalité générale de la population des huit villages cris de la Baie James est, à tout le moins, en aussi bonne position en 1987-1992 qu'elle ne l'était à la période précédente.

2 MORTALITÉ PAR CAUSE DE DÉCÈS

L'examen de la mortalité selon la cause de décès s'appuie sur la 9e révision de la Classification internationale des maladies (OMS, 1977). Dans cette classification, toutes les maladies sont inventoriées et codifiées; à un niveau agrégé, elles sont regroupées en 17 grandes catégories (nous présentons à l'annexe E.1 la nomenclature complète de ces 17 catégories et les codes correspondants (voir aussi, tableau 9)). Dans un premier temps, nous examinons donc la mortalité des huit villages cris de la Baie James en 1987-1992 selon ces 17 grandes catégories.

Sur les 240 décès survenus dans la région crie de la Baie James au cours de la période 1987-1992, les trois quarts (181) sont attribuables à seulement quatre grandes causes (graphique 9). Ces principales causes sont, dans l'ordre, les maladies de l'appareil circulatoire (26,3% des décès), les traumatismes (21,7%), les tumeurs (17,5%) et les maladies de l'appareil respiratoire (10,0%). Durant la période précédente, on observait ces mêmes quatre causes principales de décès, dans le même ordre, mais les décès dus à ces causes ne représentaient que 68,5% de tous les décès (Courteau, 1989). En 1982-1986, on remarque ainsi que l'écart est mince entre la proportion de décès dus aux maladies de l'appareil circulatoire (20,4%), et celles des décès par traumatismes (19,9%) et par tumeurs (17,%).

Par comparaison, au Québec en 1990, deux grandes causes de décès seulement accaparent 68% de tous les décès, soit les maladies de l'appareil circulatoire (38,4%) et les tumeurs (29,6%). Les traumatismes par contre concernent seulement 7,3% des décès et sont devancés de peu par les maladies de l'appareil respiratoire (8,1%). Mais ici comme pour le taux brut de mortalité, la structure par âge des populations est à prendre en compte pour une mesure comparative valable.

17 Valeur estimée d'après la figure 3 (Robinson, 1965).


1987-1992

Chez les Indiens'du Canada, la répartition des décès selon la cause diffère également de celle des décès dans la région, crie; Les principales causes chez les Indiens sont d'abord les traumatismes (28,3%) puis les maladies de l'appareil circulatoire (24,1%) et les tumeurs (14,9%).

Graphique 9

NOMBRE ET POURCENTAGE DE DÉCÈS SELON LA CAUSE Villages cris de la Baie James, 1987-1992

R e s p i r a t o i r e 10.0%

D i g e s t i f 2.9%

G é n i t o - u r i n 2.9%

T r a u m a t i s m e s 21.7%

C i r c u l a t o i r e 26.2%

A u t r e s 12.1%

T u m e u r s 17.5%

n c o n n u e 6.7%


2.1 indices de mortalité selon la cause de décès

Le tableau 9 présente les taux de mortalité par cause de décès en 1987-1992 et en 1982-1986 (les décès dont la cause est inconnue sont exclus). Durant les deux périodes, les taux de mortalité sont particulièrement élevés pour les quatre grandes causes de mortalité mentionnées plus tôt, soit les maladies de l'appareil circulatoire, les traumatismes, les tumeurs et les maladies de l'appareil respiratoire.

Tableau 9

Taux de mortalité selon la cause (pour 10 000) Villages cris de la Baie James, 1982-1986, 1987-1992

CAUSE 1982-19861 1987-1992 DIFFÉRENCE RATIO 87-92/82-86

1- Mal. infectieuses 1.26 0.35 - 0,91 0,28

2- Tumeurs 7.83 7.32 - 0,51 0,93

3- Mal. endocr., nutrition, 1.52 0.87 -0,65 0,57

4- Mal. sang et org. hémat. 0.25 0.17 -0,08 0,68

5- Troubles mentaux 0.25 0.00 - 0,25 -

6- Mal. système nerveux 1.77 1.22 - 0,55 0,69

7- Mal. appareil circulatoire 9.35 10.98 + 1,63 1,17

8- Mal. appareil respiratoire 5.05 4.18 - 0,87 0,63

9- Mal. appareil digestif 1.52 1.22 -0,30 0,80

10- Mal. org. génito-urinaires 1.52 1.22 - 0,30 0,80

11- Complic. grossesse, acc. 0.00 0.17 + 0,17 —

12- Mal. peau et tissu 0.25 0.00 - 0,25 ' —

13- Mal. syst ostéo-articulaire 0.00 0.17 + 0,17 —

14- Anomalies congénitales 0.76 0.70 - 0,06 0,92

15- Affections orig périnatale 0.51 1.05 + 0,54 2,06

16- Symptômes mal définis 1.26 0.35 - 0,91 0,28

17- Traumatismes empoison 9.10 9.06 - 0,04 1,00

Source: 1 Calculs effectuées à partir de Courteau, 1989. Note: Les nombres de décès sont présentés à l'annexe E.2.


1987-1992

Pour la très grande majorité des causes de décès, les taux ont diminué en 1987-1992 par rapport à 1982-1986. Cependant la baisse est minime puisqu'il s'agit pour chacune de ces causes d'une diminution inférieure à 1 pour 10 000( soit de moins d'un décès environ par année au prorata de la population de la région durant la période 1987-199216. Cette diminution, minime en terme de nombre de décès évités, acquiert cependant une importance relative quand elle s'applique à une cause de décès dont le taux de mortalité est faible. En effet; comme on peut le voir par les ratios présentés au tableau 9, même si un petit nombre de décès seulement sont concernés, la réduction de la mortalité attribuable aux maladies infectieuses et aux symptômes et états mal définis est fort appréciable entre 1982-1986 et 1987-1992 (les différences sont d'ailleurs à la limite du seuil de signification). Dans tous les autres cas où les taux de mortalité ont diminué entre 1982-1986 et 1987-1992, on peut dire qu'il s'agit d'une faible réduction.

Par ailleurs, le taux de mortalité par traumatismes est demeuré stable entre 1982-1986 et 1987-1992, alors que le taux de mortalité a augmenté pour les maladies de l'appareil circulatoire et pour les affections originant dans la période périnatale. L'augmentation de la mortalité causée par les affections d'origine périnatale est toute relative compte tenu du petit nombre de décès concerné. La hausse de la mortalité par maladies de l'appareil circulatoire, bien que se traduisant par près de deux décès additionnels par année au prorata de la population de la région en 1987-1992, est cependant loin d'être significative19. En d'autres mots, l'augmentation du taux de 1,63 pour 10 000 entre 1982-1986 et 1987-1992 pourrait n'être due qu'au hasard. Il importe d'ailleurs d'ajouter qu'aucune des variations observées dans les taux par cause entre 1987-1992 et 1982-1986 n'est significative.

La mortalité selon la cause de décès pour la population des huit villages cris de la Baie James est comparée à celle d'autres populations au tableau 10. Rappelons que la comparaison avec le Québec en 1990 est faite à partir d'un indice comparatif de mortalité pour chacune des causes de décès (la mortalité du Québec étant établie à 1).

La mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James est significativement plus élevée que celle de la population du Québec en 1990 pour trois causes de décès, soit pour les maladies de l'appareil respiratoire, pour les maladies des organes génito-urinaires et pour les traumatismes (et aussi pour les complications de grossesse et accouchement, mais la comparaison repose dans ce cas sur un seul décès survenu dans la région en 1987-1992)20. Pour toutes les autres causes, la mortalité dans la région

18 Population moyenne qui est estimée à 9567 personnes en 1987-1992.

19 Le test sur la différence de proportions indique une cote Z=0,76.

20 Signalons que selon une autre estimation de l'intervalle de confiance, la différence ne serait pas significative. La table que nous utilisons (CRC, 1968), comparativement à d'autres (Breslow et Day, 1987), nous paraît en effet poser problème dans la détermination de la limite inférieure de l'intervalle de confiance quand il s'agit d'un seul décès (et seulement dans ce cas bien précis cependant). En outre, comme la


crie est légèrement plus faible ou légèrement plus élevée qu'au Québec, sans différence significative toutefois.

Par comparaison, pour la période 1982-1986 qui prenait pour référence la mortalité du Canada en 1984, on trouvait que la mortalité de la région était significativement plus élevée pour les causes suivantes, 1) maladies infectieuses, 2) maladies de l'appareil respiratoire, 3) maladies des organes génito-urinaires, 4) symptômes et états mal définis, 5) traumatismes, alors qu'elle était significativement moins élevée pour une seule cause, les maladies de l'appareil circulatoire.

mortalité par complications de grossesse et accouchement est la seule situation où, à partir d'un seul décès, nous obtenions une différence significative, il n'importait pas de refaire le calcul les autres fois.


Tableau 10

Taux de mortalité selon la cause de décès (pour 10 000) RSS 18,1987-1992; Indiens du Canada, 1991.

Indice comparatif de mortalité (ICM) selon la cause de décès, RSS 18, 1987-1992 (mortalité de référence: Québec, 1990)

CAUSE TAUX DE MORTALITÉ ICM, RSS 18

(Québec 1990) CAUSE RSS 18 INDIENS

ICM, RSS 18 (Québec 1990)

1 - Mal. infectieuses et parasitaires 0,35 0,88 0,60 (0,06 - 2,16)

2 - Tumeurs 7,32 7,93 0,75 (0,54 - 1,02)

3 - Mal. endocr., nutrition et métabol. et troubles immunitaires

0,87 1.76 0,84

(0,27- 1,96)

4 - Mal. sang et organes hématopoïétiques

0,17 0,30 1,22 (0,12-6,84)

5 - Troubles mentaux 0,00 0,88* 0,00 (0,00 - 1,59)

6 - Mal. système nerveux et organes des sens

1,22 0,65 1,33 (0,53 - 2,73)

7 - Ma), appareil circulatoire 10,98 12,87 0,95 (0,72-1,19)

8 - Mal. appareil respiratoire 4,18 4,03 1,59" (1,02 - 2,36)

9 - Mal. appareil digestif 1,22 2,62" 1,11 0,45 - 2,29)

10 • Mal. organes génito-urinaires 1,22 1,01 2,66" (1,06 - 5,47)

11 - Complications grossesse, accouchement et suites de couches 0,17 0,05 63,8"

(6,38 - 357,27)

12 • Mal. peau et tissu cellulaire sous-cutané 0,00 0,05 0,00

(0,00 - 41,43)

13 - Mal système ostéo-articulaire, muscles et tissu conjonctif 0,17 0,30 1,75

(0,17-9,79)

14 - Anomalies congénitales 0,70 0,88 0,94 (0,23 - 2,39)

15 - Certaines affections originant période périnatale 1,05 0,86 1,38

(0,50-3,01)

16 - Symptômes, signes et états morbides mal définis 0,35 3,00" 0,95

(0,10-3,43)

17 - Lésions traumatiques et empoisonnements 9,06 15,11" 2,10"

(1,53 - 2,68)

Sources: Santé et Bien-être social Canada; MSSS, 1993 et fichier des décès (MSSS).

Mortalité de la.population des huit villages cris de la Baie James 1987-1992 45

Au tableau 11, nous présentons les indices comparatifs de mortalité de 1982-1986 et de 1987-1992 selon leurs populations de référence respectives, pour toutes les causes de décès dont le niveau de mortalité en 1982-1986 est significativement différent de celui du Canada en 1984. De plus, pour la période 1982-1986, nous avons calculé des indices comparatifs de mortalité par référence à la mortalité du Québec en 1990, cela pour parer à d'éventuelles différences des niveaux de mortalité entre 1984 et 1990, ou entre le Québec et le Canada.

Tableau 11

Indice comparatif de mortalité pour certaines causes de décès 1982-1966 (mortalité de référence: Canada 1984 et Québec 1990)

1987-1992 (mortalité de référence: Québec 19901)

PÉRIODE 1982-1986® 1987-1992

Mortalité de référence/ CAUSE

ICM2

(Canada 1984) ICM

(Québec 1990) ICM

(Québec 1990)

1- Maladies infectieuses 4,98" (1,59 - 11,65)

2,21 (0,71 - 5,17)3

0,60 (0,06-2,16)

7- Mal. appareil circulatoire 0,60" (0,42 - 0,82)

0,71* (0,50 - 0,98)

0,95 (0,72 -1,19)

8- Mal. app. respiratoire 1,83" (1,12-2,82)

1,70" (1,04-2,62)

1,59" (1,02-2,36)

10- Mal. org. génito-urinaires

3,12" (1,14-6,81)

2,92" (1,07-6,38)

2,66* (1,06-5,47)

16- Symptômes mat définis 3,97* (1,27-9,28)

3,08 (0,98 - 7,20)

0,95 (0,10-3,43)

17- Traumatismes 2,01" (1,40 - 2,78)

2,14" (1,49 - 2,95)

2,10' (1,53 - 2.68)

Sources: 1 MSSS, 1993. 2 Courteau, 1989.

Notes: 3 Entre parenthèses, intervalle de confiance à 95%. L'astérisque indique une différence significative entre la mortalité de la région et celle de la mortalité de référence.

Examinons d'abord la mortalité par maladies de l'appareil circulatoire qui, de significativement plus faible en 1982-1986 que celle du Canada en 1984, devient en 1987-1992 non significativement différente de celle du Québec en 1990. Au premier abord, les indices comparatifs de mortalité semblent montrer une différence appréciable entre 1982-1986 et 1987-1992 (0,60 contre 0,95). Il faut cependant voir que la mortalité


1987-1992

attribuable aux maladies de l'appareil circulatoire a diminué entre 1984 et 1990 et cela, tant au Québec qu'au Canada (MSSSr1993; Dumas et Bélanger, 1994). Aussi, quand on rapporte le niveau de mortalité observé pour cette cause dans la région en 1982-1986 au niveau de mortalité de 1990, on constate que l'indice comparatif augmente et cela en raison de la baisse de mortalité survenue dans les populations de référence. De plus, si on considère l'intervalle de confiance de ce nouvel indice, on voit que sa limite supérieure se situe tout juste en-dessous du seuil de signification (la mortalité dans la région en 1982-1986 s'avérant ainsi presque non significativement différente de celle du Québec en 1990). Dès lors, la hausse effective des taux de mortalité attribuable aux maladies de l'appareil circulatoire observée dans la région entre 1982-1986 et 1987-1992, quoique non significative, suffit à faire basculer la différence de mortalité de la région en 1987-1992 avec la mortalité du Québec en 1990 dans le camp d'une différence non significative.

Quant aux autres causes de décès, on constate d'abord très clairement la très forte réduction de la mortalité attribuable aux maladies infectieuses et aux symptômes et états mal définis entre 1982-1986 et 1987-1992. La mortalité attribuable aux maladies de l'appareil respiratoire et aux maladies des organes génito-urinaires a légèrement baissé dans la région entre 1982-1986 et 1987-1992 comme on peut le voir au tableau 11 ; ainsi, par rapport à la mortalité du Québec en 1990, la mortalité due aux maladies de l'appareil respiratoire est 1 fois et demie plus élevée dans la région en 1987-1992 alors que la mortalité par maladies des organes génito-urinaires est environ 2 fois et demie plus élevée. Le niveau de mortalité par traumatismes s'est maintenu dans la région entre les deux périodes; ainsi, tant en 1982-:1986 qu'en 1987-1992, il est 2 fois plus élevé dans la région que dans les populations comparatives.

Par comparaison avec la mortalité des Indiens du Canada en 1991 (tableau 10), la mortalité dans les huit villages cris de la Baie James est à niveau comparable pour la majorité des causes de décès (c'est-à-dire ne présente pas de différence significative). Pour trois causes de décès cependant, les taux de mortalité de la région sont significativement inférieurs à ceux des Indiens, soit pour les maladies de l'appareil digestif (2 fois moins élevé), les symptômes et états mal définis, et les traumatismes (1 fois et demie moins élevé).

En résumé, si on revient aux quatre principales causes qui accaparent les trois quarts des décès survenus dans la population des huit villages cris de la Baie James (181 décès sur 240), on peut voir que:

1 - La mortalité due aux maladies de l'appareil circulatoire n'a pas augmenté de façon significative entre 1982-1986 et 1987-1992, malgré une légère hausse effective entre les deux périodes. De plus, la mortalité pour cette cause, telle qu'observée dans la région pour la période 1987-1992, ne présente pas de différence

. significative par référence à la mortalité du Québec en 1990, non plus que par rapport à celle des Indiens du Canada en 1991.


2- Le taux de mortalité par traumatismes se situe au même niveau en 1982-1986 et en 1987-1992. Pour les deux périodes, la mortalité pour cette cause est 2 fois plus élevée dans la région qu'au Québec en 1990, et les différences sont significatives. Par contre, la mortalité par traumatismes est significativement moins élevée au sein de la population de la région en 1987-1992 que chez les Indiens du Canada en 1991.

3- La mortalité attribuable aux tumeurs n'a pas varié dans la région entre les deux périodes. En 1987-1992, elle est de niveau comparable à ce qui prévaut pour le Québec et pour les Indiens du Canada.

4- La mortalité par maladies de l'appareil respiratoire n'a pas sensiblement diminué entre 1982-1986 et 1987-1992. En 1987-1992, comme durant la période précédente, la mortalité due à cette cause est significativement plus élevée dans la région qu'au Québec en 1990 (1 fois et demie plus élevée), alors qu'elle est de niveau comparable à ce qu'on observe chez les Indiens du Canada.

Par ailleurs, la mortalité attribuable aux maladies des organes génito-urinaires (essentiellement des maladies de l'appareil urinaire, insuffisance ou infection rénales surtout) est 2 fois et demie plus élevée dans la région crie de la Baie James en 1987-1992 qu'au Québec en 1990; comparativement à la période précédente, ce niveau de mortalité n'a pas significativement diminué. De plus, on a enregistré une baisse appréciable de la mortalité attribuable aux maladies infectieuses et aux symptômes et états mal définis dans les huit villages de la Baie James entre 1982-1986 et 1987-1992.

2.2 Information plus détaillée pour certaines causes de décès

Les dix-sept grandes catégories de la Classification internationale des maladies, 9e

révision (CIM-9) que nous avons présentées plus tôt ne constitue que le niveau agrégé de cette classification (les chapitres). Dans sa forme exhaustive, cette classification fournit des informations très détaillées sur les causes de décès. Par exemple, au chapitre 2 "TUMEURS", les causes sont décomposées selon le site affecté, tel que code 151 pour "Tumeur maligne de l'estomac" ou encore code 162 pour "Tumeur maligne de la trachée, des bronches et du poumon". En outre, les décès par traumatismes (chapitre 17) sont habituellement examinés selon la cause extérieure ayant causé le traumatisme ou l'empoisonnement (classification des causes externes dont les codes commencent par E).

Dans cette partie, nous présentons donc le nombre de décès et l'indice comparatif de mortalité par rapport au Québec en 1990 pour les principales catégories des quatre causes de décès les plus importantes au sein de la population des huit villages cris de la Baie James durant la période 1987-1992 (catégories constituées d'un seul code CIM-9 ou d'un regroupement de codes CIM-9), ainsi que le total par sexe. Signalons que la catégorie "Autre" qui apparaît dans tous les tableaux est une catégorie résiduelle qui


1987-1992

regroupe toutes les catégories autres que celles spécifiées, ces catégories ne comptant pas de décès ou seulement un ou deux décès:

2.2.1 Mortalité par tumeurs

Quarante-deux (42) décès par tumeurs ont été enregistrés dans la population des huit villages cris de la Baie James durant la période 1987-1992. Comme on peut le voir au tableau 12, les tumeurs de la trachée, des bronches et du poumon ont occasionné le quart des décès par tumeurs (11). Dans leur ensemble, les tumeurs de l'appareil digestif (incluant les tumeurs de l'estomac) ont également entraîné 11 décès. C'est donc plus de ia moitié des décès par tumeurs qui sont attribuables à ces deux catégories. Les tumeurs des organes génito-urinaires représentent quant à eux 20% des décès par tumeurs, dont un nombre appréciable de décès par tumeurs du rein.


Tableau 12

Mortalité par tumeurs Villages cris de la Baie James, 1987-1992

CATÉGORIE (codes CIM-9)

NOMBRE ICM (Québec, 1990)

Estomac (151)

Autres - appareil digestif (150, 152 - 159)

4

7

1.85 (0.46 - 4.73)

Trachée, bronches, poumon (162) 11 0.67

(0.33- 1.20)

Prostate (185) Hommes

Rein et organes urinaires autres (169)

3

6

0.90 (0.18-2.64)

5,21 (1,91 - 11,38)

Leucémie (204 - 208) 3 1.28 (0.26 - 3.75)

Autres 8

Total 42 0.75 (0.54- 1.02)

Hommes

Femmes

29

13

0.81 (0.54 - 1.17)

0.65 (0.34 - 1.11)

L'astérisque indique une différence significative de la mortalité de la région par rapport à celle du Québec en 1990.

Comparativement au Québec en 1990, la mortalité attribuable aux tumeurs de l'estomac, du rein et à la leucémie est plus forte dans la région, alors que celle par tumeurs de la trachée, des bronches et du poumon et par tumeurs de la prostate est inférieure. Cependant, seule la mortalité par tumeurs du rein montre une différence significative par rapport au Québec.

Cette surmortalité par tumeurs du rein dans la région en 1987-1992 doit être regardée avec prudence. S'il est vrai que la mortalité pour cette cause a été nettement plus importante dans la région crie de la Baie James en 1987-1992 qu'au Québec en 1990, on ne saurait conclure que le risque de décéder pour cette cause est actuellement plus élevé dans la région qu'au Québec. Cela, d'une part, en raison du petit nombre de cas sur lequel s'appuie l'indice calculé (6 décès dans la région et 298 pour le Québec) et,


1987-1992

d'autre part, parce qu'il n'y a aucune indication d'une surmortalité établie, seulement deux cas de décès par tumeurs du rein ayant été observés à la période précédente (1982-1986), (Courteau, 1989). De plus, il ne faut pas oublier que subsiste une probabilité de 5% que la différence que l'on dit significative (par l'application du test statistique) ne le soit pas vraiment dans les faits.

Dans l'ensemble, la mortalité parfumeurs est plus faible dans la région crie en 1987-1992 que pour le Québec en 1990, et cela tant pour les femmes que pour les hommes. Cependant, au vu dés intervalles de confiance, on peut voir que les différences ne sont pas significatives.

2.2.2 Mortalité par maladies de l'appareil circulatoire

Deux catégories de maladies de l'appareil circulatoire sont retenues, soit les cardiopathies ischémiques qui comprennent principalement des infarctus aigus du myocarde (410), et les maladies vasculaires cérébrales qui comptent surtout des maladies cérébro-vasculaires aiguës mais mal définies (436) communément appelées ACV.

On voit alors au tableau 13 que 50% des décès par maladies de l'appareil circulatoire survenus dans ia région crie de la Baie James en 1987-1992 sont attribuables à des cardiopathies ischémiques contre 25% à des maladies vasculaires cérébrales. Cette répartition des décès selon les deux catégories ne correspond pas à celle du Québec, puisque la mortalité par cardiopathies ischémiques est inférieure dans la région par rapport au Québec, alors que celle par maladies vasculaires cérébrales est supérieure.

Tableau 13

Mortalité par maladies, de l'appareil circulatoire Villages cris de la Baie James, 1987-1992

CATÉGORIE NOMBRE ICM (codes CIM-9) (Québec, 1990)

Cardiopathies ischémiques 32 0,82 (410-414) (0,56 • 1,15)

Maladies vasculaires cérébrales 16 1,42 (430 - 438) (0,83 - 2.31)

Autres 15

Total 63 0,95 63 (0,72-1,19)

Hommes 38 0,88 (0,62-1,21)

Femmes 25 1,08 (0,70- 1,60)


Par ailleurs, le niveau de mortalité par maladies de l'appareil circulatoire est similaire pour les femmes de la région et pour les femmes de l'ensemble du Québec, alors qu'il est moins élevé pour les hommes. Encore cette fois, aucune différence constatée ici entre la mortalité de la région crie et celle du Québec n'est significative. Rappelons que les maladies de l'appareil circulatoire constitue la cause de décès qui a entraîné le plus de décès (63) dans la population des huit villages cris de la Baie James durant la période 1987-1992.

2.2.3 Mortalité par maladies de l'appareil respiratoire

Le niveau de mortalité par maladies de l'appareil respiratoire est significativement plus élevé au sein de la population des huit villages cris de la Baie James que dans celle du Québec. Au tableau 14, on constate que cela est dû à une surmortalité importante chez les femmes de la région (différence significative) alors que la surmortalité est faible et non significative chez les hommes. En outre, comme on le verra plus loin, on a enregistré des décès par maladies de l'appareil respiratoire dans tous les groupes d'âges sauf chez les 1-4 ans, cependant que 63% de tous les décès attribuables à cette cause sont le fait de personnes de 75 ans et plus (15 décès).

Tableau 14

Mortalité par maladies de l'appareil respiratoire Villages cris de la Baie James, 1987-1992

CATÉGORIE NOMBRE ICM (codes CIM-9) (Québec, 1990)

Pneumonie (480 - 486) 14 3,29*

Autres 10 (1,81 - 5,52)

Total 24 1,59* (1,02 - 2,36)

Hommes 14 1,29

Femmes 10 (0,71 -2,16)

2,38* (1,12-4,37)

Note: * L'astérisque indique une différence significative de la mortalité de la région par rapport à celle du Québec en 1990

La pneumonie, seule catégorie retenue, compte pour 58% des décès attribuables aux maladies de l'appareil respiratoire. De plus, le niveau de mortalité par pneumonie dans


1987-1992

ta population de la région crie est le. triple de celui qui prévaut dans la population québécoise (différence significative). ; ; • i

2.2.4 Mortalité par traumatismes

On compte quatre principales causes pour les 52 décès par traumatismes survenus dans la population des huit villages cris de la Baie James en 1987-1992 (tableau 15). Les accidents impliquant des véhicules à moteur sur la voie publique ou en dehors de celle-ci représentent 35% des décès par traumatismes, alors que les suicides viennent en deuxième lieu avec presque 25% des décès. Les décès par noyades (9) sont légèrement moins fréquents que les suicides (12). Enfin, on compte un nombre relativement important de décès (5) provoqués par le feu (incendie dans une résidence ou ailleurs, ou autres feux).

Tableau 15

Taux de mortalité par traumatismes (pour 10 000)

RSS 18, 1982-1986 et 1987-1992.

CAUSE EXTERNE (codes CIM-9)

1982-19861 1987-1992 CAUSE EXTERNE

(codes CIM-9) TAUX DE MORTALITÉ NOMBRE / % TAUX MORTALITÉ

Acc. véhicules moteur (E810-E825) 2,27 18

.. 35% 3,14

Noyade (E830, E832, E910) 4,30 9

17% 1,57'

Acc. par le feu (E890-E899) 0,25 5

10% 0,87

Suicide (E950-E959) 0,76 12

23% 2.09

Autres 8 15%

Total 9,10 52 100% 9,06

Sources: 1 Calculs effectués à partir de Courteau, 1989. Note: * L'astérisque indique une différence significative de la mortalité entre 1982-1986 et 1987-1992.

On voit également au tableau 15 que si la mortalité globale par traumatismes n'a pas varié entre 1982-1986 et 1987-1992, il en va autrement pour les différentes causes mentionnées. Ainsi, les taux de mortalité par accidents impliquant des véhicules à

Mortalité de la population des huit villages crls.de la Baie James 1987-1992 53

moteur sur la vole publique ou en dehors de celle-ci, et par accidents provoqués par le feu ont augmenté en 1987-1992 par rapport à 1982-1986 (différences non significatives). La mortalité par suicides a augmenté appréciablement entre les deux périodes, la différence étant presque significative (en fait, se situe au seuil du niveau de signification). Par contre, le taux de mortalité par noyades a diminué fortement entre 1982-1986 et 1987-1992, et la baisse constatée est significative.

La mortalité par traumatismes dans les huit villages cris de la Baie James en 1987-1992 est comparée à celle d'autres populations au tableau 16. On voit alors que la mortalité par traumatismes est presque deux fois moins élevée dans la région que chez les Indiens du Canada, alors qu'à l'inverse, elle est deux fois plus élevée que celle de l'ensemble du Québec. Signalons toutefois que comparativement à d'autres régions rurales du Québec, la surmortalité par traumatismes dans la région crie est fort probablement moins importante que ce qui est constaté ici par rapport à l'ensemble du Québec21.

21 C'est en effet ce qu'on peut déduire d'une étude récente portant sur la mortalité par traumatismes au sein de la population crie de la région qui montre que, pour la période 1982-1991, la mortalité par traumatismes est deux fois plus élevée dans la région qu'au Canada en 1986, alors qu'elle n'est que 1,4 fois plus forte (1,1 -1,8) que celte des régions Abitibi-Témiscamingue et Côte-Nord (Damestoy, 1994).

54 Mortalité de la population des huit villages crls.de la Baie James

1987-1992

Tableau 16 7. » • ,•« . •

Taux de mortalité par traumatismes (pour 10 000) RSS 18, 1987-1992; Indiens du Canada, 1991.

Indice comparatif de mortalité (ICM) par traumatismes, RSS 18, 1987-1992 (mortalité de référence: Québec, 1990).

CAUSE EXTERNE (codes CIM-9)

RSS 18 INDIENS 19911

ICM (Québec, 19902)

CAUSE EXTERNE (codes CIM-9) NOMBRE TAUX MORTALITÉ

INDIENS 19911

ICM (Québec, 19902)

Acc. véhicules moteur (E810-E819)

16 2,79 4,26 1,83*

(1,07-3,00)

Noyade (E830, E832, E910)

9 1.57 1,03 9,44*

(4,19 - 17,93)

Acc. par le feu (E890-E899)

5 0,87 1,28 14,99* (4,80 - 35,06)

Suicide (E950-E959)

12 2,09 3,50* 1,56 (0,81 - 2,73)

Total 52 9,06 15,11' 2,10"

(1,53 - 2,68) .

Hommes

Femmes

38

14

13,19

4,90

21,02"

9,30"

2,03" (1,43-2,79)

2,32* (1,28-3,90)

Sources: 1 Santé et Bien-être social Canada. 2 MSSS, 1993 et fichier des décès (MSSS).

Notes: 3 Entre parenthèses, intervalle de confiance à 95%. * L'astérisque indique une différence significative par rapport à la mortalité de la RSS 18.

Le niveau de mortalité due aux accidents impliquant des véhicules à moteur sur la voie publique est environ deux fois plus élevé dans la région crie qu'au Québec en 1990, et la différence est significative. Par rapport aux Indiens du Canada, la mortalité due à cette cause est plus faible dans la région et la différence est presque significative.

La mortalité attribuable aux suicides est une fois et demie plus élevée dans les huit villages cris de la Baie James en 1987-1992 qu'au Québec en 1990, mais la différence constatée n'est pas significative. Comparativement aux Indiens du Canada, le taux de mortalité par suicides est plus faible dans la région et la différence est significative:

Le taux de mortalité par noyades est plus élevé dans la région que pour les Indiens du Canada, mais pas de façon significative. Par contre, la surmortalité par noyades dans la région crie de la Baie James en 1987-1992 comparativement au Québec est évidente,

Mortalité de la populatlon.des huit villages cris de la Baie James 1987-1992 55

étant presque 10 fois plus élevée. Enfin, la mortalité attribuable aux accidents provoqués par le feu est nettement plus élevée dans la région qu'au Québec, alors qu'elle est légèrement plus faible dans la région crie que pour les Indiens du Canada.

Il apparaît donc que la mortalité causée par des noyades et par des accidents provoqués par le feu soient des fléaux qui affectent nettement plus les populations autochtones que la population québécoise en général. La surmortalité de la région crie par rapport au Québec pour les accidents impliquant des véhicules à moteur sur la voie publique ne saurait cependant être négligée, cette cause entraînant un plus grand nombre de décès.

Dans l'ensemble, le taux de mortalité par traumatismes est nettement plus faible pour les femmes que pour les hommes de la région crie de la Baie James durant la période 1987-1992. Cependant, par référence à la mortalité du Québec, la surmortalité par traumatismes des hommes et des femmes de la région est semblable pour les deux sexes, étant environ le double de la mortalité observée au Québec (différence significative). Par rapport aux Indiens du Canada par contre, la mortalité par traumatismes des hommes et des femmes de la région est nettement inférieure et la différence est significative.

Signalons enfin que l'étude mentionnée plus tôt (Damestoy, 1994) portant sur la mortalité par traumatismes au sein de la population crie des huit villages cris de la Baie James durant la période 1982-1991, peut fournir des détails additionnels, notamment en ce qui concerne les circonstances des décès par traumatismes, à ceux et celles que la question intéresse.

2.3 Causes de décès par groupe d'âges

La cause de décès est fortement tributaire de l'âge. Ainsi, il est connu que les décès par traumatismes surviennent particulièrement chez les jeunes alors que les décès par tumeurs et maladies de l'appareil circulatoire apparaissent surtout après quarante ans. Dans cette partie, nous présentons la répartition des décès selon la cause pour chaque groupe d'âges de la population des huit villages cris de la Baie James. Ces résultats sont présentés à titre indicatif seulement car, compte tenu des petits nombres de décès observés dans chaque catégorie, ils ne sauraient se prêter à l'analyse. Rappelons que la mortalité de la population de la région crie en 1987-1992 est significativement plus élevée que celle de la population du Québec en 1990, particulièrement chez les moins de 25 ans, mais aussi chez les 25-44 ans, alors qu'elle est significativement plus faible que celle des Indiens du Canada en 1991 chez les 25-64 ans.


1987-1992

2.3.1 Décès d'enfants de moins d'un an selon la cause i • i: a • . # V-

Le taux de mortalité infantile constaté en 1987-1992 dans la population des huit villages cris de la Baie James est presque le double de celui du Québec en 1990, surmortalité due essentiellement aux décès durant la période post-néonatale (29-364 jours de vie).

Comme on peut le voir au tableau 17, sur les cinq décès survenus durant la période néonatale, deux ont pour cause une affection respiratoire d'origine périnatale, alors que les deux autres dont la cause est connue sont attribuables l'un, à une anomalie congénitale et l'autre, à une infection urinaire.

Treize décès sont survenus durant la période post-néonatale. Si le taux correspondant représente une baisse presque significative par rapport à 1982-1986, il est cependant nettement supérieur à celui constaté pour le Québec. La principale cause de décès en 1987-1992 chez les enfants âgés de 29 à 364 jours est la leucoencéphalopathie crie22 (5 décès). Les affections dont l'origine se situe durant la période périnatale viennent en deuxième lieu (4 décès): il s'agit d'un cas relevant de la brièveté de la gestation ou d'un poids insuffisant et d'un cas de syndrome de détresse respiratoire, alors que les deux autres cas sont mal définis. Enfin, deux enfants sont décédés de mort subite du nourrisson alors que les deux autres cas de décès sont attribuables l'un, à une pneumonie et l'autre, à une anomalie congénitale.

23 Nous présumons qu'il s'agit bien de cette maladie que représente le code CIM-9 : 323.9. En fait, le nom indiqué pour cette maladie dans la classification internationale des maladies est "Encéphalite, myélite et encéphalo-myélite de cause non précisée". Cependant, par recoupement des informations (lorsque disponibles dans les deux sources), on a constaté que, lorsque l'information provenant de la compilation du Module signalait la "Cree leucoencephalopathy" comme cause de décès, le.code qui était assigné par le MSSS était "323.9". De plus, une source d'information extérieure sur tous les cas de "Cree leucoencephalopathy" survenus dans la région fait apparaître la même correspondance avec la codification du MSSS. Nous croyons donc que le code 323.9 correspond à la maladie "familial leucoencephalopathy" décrite par Black (1987). La nécessité de la présente remarque vient du fait que Courteau, dans l'étude de mortalité pour la période 1982-1986 (Courteau, 1989) mentionne une maladie qu'il désigne sous le nom de "Cree familial Leukodystrophy" (dont le code CIM-9 est 330.0) et il ajoute qu'il s'agit de la maladie décrite par le Dr Black. Or, aucun décès n'est enregistré par le MSSS sous le code 330.0 durant la période 1987-1992. Nous croyons donc, et nous assumons, que la maladie identifiée par le code 323.9 dans notre étude est la même que celle identifiée par le code 330.0 dans l'étude de Courteau.


Tableau 44

Décès d'enfants de moins d'un an selon la cause et la période Villages cris de la Baie James, 1987-1992

PÉRIODE/ CAUSE (Code CIM-9)

NÉONATALE (0-28 jours)

POST-NÉONATALE (29-364 jours)

6- Système nerveux Leucoencéphalopathie (323.9)

5

8- Appareil respiratoire 1

10- Oraanes génito-urinaires 1

14- Anomalies congénitales 1 1

15- Affections orlg périnatale Aff respiratoire (769-770)

2 2

4 1

16- Symptômes mal définis Mort subite nourrisson (798.0)

2

Cause inconnue 1

TOTAL 5 13

Il est sans doute raisonnable de penser que la principale ra.son de la surmortahté pos -néonatale dans les huit villages cris de la Baie James en 1987-1992 par rapport au Québec en 1990 vient des décès causés par la leucoencéphalopathie crie. En eftet, comme on peut le voir au tableau 18, le taux de décès par maladies du systeme nerveux (catégorie dans laquelle se situe la leucoencéphalopathie) est 15 fois plus eleve dans la éqion crie que pour l'ensemble du Québec en 1990, alors que les taux de mortalité pour

les autres causes sont à peu près semblables. Soulignons que les quatre causes de décès retenues dans le tableau 18 constituent les principales causes de deces chez les moins d'un an. tant dans la région crie que pour le Québec.


1987-1992

Tableau 16 - .v

Nombre de décès chez les enfants de moins d'un an et taux de mortalité (pour mille naissances vivantes)

pour les principales causes de décès RSS 18,1987-1992; Québec, 1990.

RÉGION RSS 18 QUÉBEC1 RATIO RSS/

CAUSE Nombre Taux de Nombre Taux de QUÉBEC CAUSE (pour 6 ans) mortalité (pour 1 an) mortalité

QUÉBEC

6- Système nerveux 5 3,06* 19 0,19 16,11 14- Anom. congénitales 2 1,22 208 2,12 0,58 15- Aff. origine périnatale 6 3,67 275 2,81 1,31 16- Symptômes mal déf. 2 • 1,22 61 0,62 1.97

SOUS-TOTAL 15 563 % des décès totaux 83% 91%

DÉCÈS TOTAUX 18 619

Source: 1 MSSS, 1993 et fichier des décès (MSSS). Notes: " L'astérisque indique que la mortalité est significativement plus élevée.

Par ailleurs, si on peut objecter qu'il est hasardeux de se baser sur seulement 5 décès par leucoencéphaiopathie en 1987-1992 pour prétendre que la surmortalité post-néonatale de la région crie de la Baie James par rapport au Québec peut résulter principalement des décès causés par cette maladie, l'examen des causes de décès pour les périodes antérieures peut être révélatrice.

On voit en effet au tableau 19 que le nombre de décès d'enfants de moins d'un an attribuables à des maladies du système nerveux a également été important dans la région crie de la Baie James en 1975-1981 et 1982-1986. Par ailleurs, Courteau mentionne un taux de 2,5 pour mille pour les décès par encéphalopathie23 pour la période 1975-1981 (4 décès) et un taux pouvant se situer entre 2,5 et 4,3 pour mille (3 à 5 décès) pour la période 1982-1986 (Courteau, 1989). Ces taux sont voisins de ce qu'on trouve pour la période 1987-1992, et tout aussi distants du taux plus général de mortalité due à des maladies du système nerveux au Québec en 1990 (0,21 pour mille) que de ce même taux pour le Canada en 1984, soit 0,7 pour mille (Courteau, 1989). Malheureusement, la prévention de cette maladie est encore incertaine.

23 Voir note précédente (22).


Tableau 44

Décès d'enfants de moins d'un an selon la cause et la période RSS 18, 1975-1982, 1982-1986, 1987-1992

PÉRIODE/ ANNÉE

CAUSE

NÉONATALE (0-28 jours)

POST-NÉONATALE (29-364 jours)

PÉRIODE/ ANNÉE

CAUSE 75-821

(8 ans) 82-B62

(5 ans) 87-92

(6 ans) 75-82

(8 ans) 82-86

(5 ans) 87-92

(6 ans)

1- M. infectieuses 8

6- Système nerveux 10 5 5

7- Appareil circulatoire 1 •

8- Appareil respiratoire 12 2 1

9- Appareil digestif

10- Organes génito-urinaires 1

12- Peau et tissus 1 1

14- Anomalies congénitales 6 1 1 5 2 1

15- Aff. origine périnatale 4 2 2 1 4

16- Symptômes mal définis 1 4 2

17- Trauma/Empoisonn 1 1 2

Cause inconnue 2 1 12 1

TOTAL 14 3 5 51 17 13

Sources: 1 Robinson, 1985. 2 Courteau, 1989,

Au tableau 19, on peut voir également les autres causes de décès d'enfants de moins d'un an durant les trois périodes. Pour bien juger des nombres de décès indiqués, il importe de considérer que le nombre de décès indiqué se rapporte à une période de 8 ans pour 1975-1982, à une période de 5 ans pour 1982-1986 et à une période de 6 ans pour 1987-1992.


1987-1992

2.3.4 Décès dans le groupe d'âges 15-24 ans selon la cause

Comme on peut le voir au tableau 20; -tous les décès d'enfants de 1-4 ans (7) survenus dans les huit villages cris de la Baie James en 1987-1992 sont attribuables à un traumatisme. Outre les causes mentionnées, au nombre des causes comprises dans la catégorie autre, signalons notamment la noyade et la suffocation. Ces décès auraient-ils tous pu être prévenus?

Tableau 20

Décès selon la cause dans le groupe d'âges 1-4 ans Villages cris de la Baie James, 1987-1992

CAUSE NOMBRE POURCENTAGE

17 - Traumatismes 7 100% • Acc. véhicules à moteur (E810-E825) 2 29% • Acc. par le feu 2 29% • Autres 3 43%

Total . 7 100%

2.3.3 Décès dans le groupe d'âaes 5-14 ans selon la cause

Les causes de décès dans le groupe d'âges 5-14 ans sont plus variées que dans le groupe d'âges précédent comme le montre le tableau 21. Les traumatismes constituent la principale cause de décès mais les décès par maladies de l'appareil respiratoire sont presqu'aussi nombreux. Il importe peut-être de se rappeler que ces deux causes de décès sont parmi les trois qui marquent la surmortalité de la population de la région crie de la Baie James en 1987-1992 par rapport au Québec en 1990.

Tableau 21



2 - Tumeurs 1 11%

3 - Mal. système nerveux 1 11%

8 - Mal. appareil respiratoire 2 22%

17 - Traumatismes 3 33%

Cause inconnue 2 22%

Total 9 100%

Mortalité 4e la population des huit villages cris de la Baiè James 1987-1992 61


Les 24 décès survenus dans la population âgée de 15 à 24 ans des huit villages cris de la Baie James sont attribuables essentiellement aux traumatismes (tableau 22). On constate dès lors que le suicide vient en tête de liste (9 décès), suivi des accidents impliquant des véhicules à moteur (sur la voie publique ou hors de celle-ci) et des noyades.

Soulignons que la mortalité par suicides dans le groupe d'âges 15-24 ans représente 75% de tous les décès par suicides enregistrés dans la région en 1987-1992 (9 sur 12). Par comparaison, les décès attribuables aux accidents par véhicules à moteur constatés dans ce groupe d'âges ne représentent que le tiers de tous les décès dus à cette cause, alors que les décès par noyades chez les 15-24 ans constituent 44% de tous les décès par noyades (4 sur 9).

Tableau 22




17 - Traumatismes 22 92% * Acc. véhicules à moteur 6 25% * Noyade 4 17% • Suicide 9 38% • Autres 3 13%

Total 24 100%

62 Mortalité 4e la population des huit villages cris de la Baiè James

1987-1992


Si les traumatismes constituent encore la majeure cause de décès dans le groupe d'âges 25-44 ans (52% des décès), on voit cependant poindre également les grandes faucheuses de l'âge mûr, soit les décès par maladies de l'appareil circulatoire (19%) et par tumeurs (7%).

Tableau 23



2 • Tumeurs 2 7%

7 - Mal. appareil circulatoire 5 19% • Cardiopathies ischémiques 4 15%


9 - Mal. appareil digestif 1 4%

10 - Mal. organes génito-urinaires 1 4%

11 - Complications grossesse, accouchement, 4% suites de couches

13 - Mal. système ostéo-articulaire 4%

14 - Anomalies congénitales 1 4%

17 - Traumatismes 14 52% • Acc. véhicules à moteur 5 19% • Noyade 4 15% • Acc. par le feu 2 7% * Suicide 2 7%

Total 27 100%

Les principales causes des 14 décès par traumatismes constatés dans ce groupe d'âges en 1987-1992 sont d'abord les accidents de véhicules à moteur, qui représentent 27% de tous les décès dus à cette cause dans la région, et les noyades. Les décès par noyades dans le groupe d'âges 25-44 ans constituent 44% de tous les décès par noyades dans la région en 1987-1992, soit la même proportion que dans le groupe d'âges précédent. Ainsi, c'est donc l'essentiel des noyades constatées dans la région en 1987-1992 (8 sur 9) qui est survenu dans ces deux groupes d'âges, soit entre 15 et 44 ans.

Mortalité 4e la population des huit villages cris de la Baiè James 1987-1992 63


Comme on peut le voir au tableau 24, les maladies de l'appareil circulatoire constituent la principale cause de décès chez les 45-64 ans des huit villages cris de la Baie James en 1987-1992 avec 13 décès sur 32 (41%):. De plus, c'est dans ce groupe d'âges que cette cause retient la plus forte proportion de décès (bien que le nombre de décès dus à cette cause soit plus élevé dans les deux groupes d'âges suivants, soit 19 et 26). Les décès par tumeurs viennent au deuxième rang chez les 45-64 ans avec 32% des décès, alors que les décès par traumatismes sont nettement moins importants que chez les 25-44 ans (en nombre (4 contre 14) et en proportion de tous les décès du groupe d'âges (13% contre 52%)).

Tableau 24



2 - Tumeurs 10 31% • Trachée, bronches, poumon 4 13%

7 - Mal. appareil circulatoire 13 41% • Cardiopathies ischémiques 7 22% • Mal. vasculaires cérébrales 2 6%



14 - Anomalies congénitales 1 3%

17 - Traumatismes 4 13% • Acc. véhicules à moteur 3 9%

Cause inconnue 2 6%

Total 32 100%


Chez les 65-74 ans de la région crie de la Baie James en 1987-1992, les causes de décès se répartissent surtout entre les maladies de l'appareil circulatoire (33%) et les tumeurs (33%), cependant que des décès sont enregistrés, en nombre peu élevé, dans sept autres catégories de la CIM-9 (tableau 25). Par ailleurs, c'est dans ce groupe d'âges qu'on relève le plus grand nombre de décès par tumeurs, soit 16.

64 Mortalité 4e la population des huit villages cris de la Baiè James

1987-1992

On se rappellera que ce groupe d'âges est le seul qui ait connu une augmentation appréciable du taux de mortalité entre ,1982-1986 et 1987-1992. On peut dès lors se demander si la hausse est attribuable à une cause en particulier. Or, la comparaison que nous avons faite des taux de mortalité par cause de décès pour le groupe des 65 ans et plus24 pour les deux périodes montre qu'il n'en est rien. On assiste plutôt à une augmentation des taux de mortalité pour toutes les grandes causes: tumeurs, maladies de l'appareil circulatoire, maladies de l'appareil respiratoire et maladies de l'appareil digestif.

Tableau 25



1- Mal. infectieuses et parasitaires 1 2%

2 - Tumeurs 16 33% • App. digestif (incl. estomac) 4 8% • Trachée, bronches, poumon 5 10% • Rein 3 6%

3 - Mal. endocriniennes 1 2%

4- Mal. système nerveux 1 2%

7 - Mal. appareil circulatoire 19 39% • Cardiopathies ischémiques 9 18% • Mal. vasculaires cérébrales - 4 8%

6 - Mal. appareil respiratoire 2 4% • Pneumonie 2 4%




Cause inconnue 4 8%

Total 49 100%

24 Dans l'étude de 1982-1986, les décès selon la cause ne sont pas présentés séparément pour le groupe d'âges 65-74 ans (Courteau, 1989).

Mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James 1987-1992 6 5

2.3.8 Décès chez les 75 ans et plus selon la cause

Essentiellement, trois principales causes sont attribuables aux 74 décès constatés chez les 75 ans et plus des huit villages cris de la Baie James en 1987-1992. Dans l'ordre, on trouve les maladies de l'appareil circulatoire qui retiennent 35% de tous les décès de ce groupe d'âges, puis les maladies de l'appareil respiratoire (20%) et les tumeurs (18%).

Tableau 26

Décès selon la cause dans le groupe d'âges 75 ans et plus Villages cris de la Baie James, 1987-1992


1- Mal. infectieuses et parasitaires 1 1%

2 - Tumeurs 13 18% • Estomac 2 3% • Autres app. digestif 3 4% • Trachée, bronches, poumon 2 3% • Rein 2 3%

3 - Mal. endocriniennes 4 5% • Diabète sucré 3 4%

4- Mal. du sang 1 1%

7 - Mal. appareil circulatoire 26 35% • Cardiopathies ischémiques 12 16% • Mal. vasculaires cérébrales 10 14%

8 - Mal. appareil respiratoire 15 20% • Pneumonie 10 14%




Cause inconnue 7 10%

Total 74 100%

Les 26 décès dus aux maladies de l'appareil circulatoire constatés dans ce groupe d'âges constituent 41% de tous les décès attribuables à cette cause dans la région. Parallèlement, les 15 décès résultant de maladies de l'appareil respiratoire chez les 75 ans et plus représentent 63% de tous les décès pour cette cause dans la région (64% pour les hommes et 60% pour les femmes). Soulignons par ailleurs que des décès par


1987-1992

maladies de l'appareil respiratoire apparaissent dans tous les groupes d'âges sauf chez 1-4 ans.

2.4 Causes de décès selon le sexe

On a vu précédemment que si la mortalité des huit villages cris de la Baie James en 1987-1992 est significativement plus élevée que celle du Québec en 1990, cela tient essentiellement à une surmortalité féminine. Il nous paraît donc important d'examiner si cette surmortalité féminine est uniforme pour toutes les causes de décès.

A ce propos, le graphique 10 compare, pour chaque cause de décès, la mortalité des femmes de la région crie de la Baie James à celle des femmes de l'ensemble du Québec, et la mortalité des hommes de la région à leurs homologues québécois. Afin de rendre la représentation graphique plus claire, le graphique 10 ne correspond à l'indice comparatif de mortalité que dans sa partie positive. Dans sa partie négative, ce graphique est une variante de l'indice comparatif de mortalité, en ce sens que sont rapportés, à l'inverse de ce que fait l'indice, les décès attendus sur les décès observés. De la sorte, le graphique peut se lire en nombre de fois: nombre de fois que la mortalité dans la région est plus élevée qu'au Québec, ou nombre de fois qu'elle est plus faible25.

On constate alors qu'il y a, en 1987-1992, surmortalité féminine par rapport au Québec pour la majorité des causes de décès. La différence n'est cependant significative que pour les maladies de l'appareil respiratoire, les maladies des organes génito-urinaires et les traumatismes, soit pour les mêmes causes que ce qu'on observait sexes réunis.

En parallèle, on voit au graphique 10 que la comparaison de la mortalité masculine est moins systématique. Pour la majorité des causes, la mortalité des hommes de la région crie de la Baie James se situe à des niveaux équivalents, ou légèrement en dessous ou au-dessus du niveau des hommes québécois. En fait, la seule différence significative est une surmortalité des hommes de la région pour les décès dus aux traumatismes.

En marge de la surmortalité des femmes des huit villages cris de la Baie James pour la période 1987-1992 par rapport au Québec en 1990, les trois causes les plus pénalisantes en termes de vies perdues sont celles qui présentent une différence significative. Ainsi, un niveau de mortalité comparable à celui du Québec pour ces trois causes aurait épargné 19% des décès féminins pour la période 1987-1992, soit 6 décès par maladies de l'appareil respiratoire, 4 décès par maladies dés organes génito-urinaires et 8 décès par traumatismes. Par comparaison, chez les hommes, un niveau de mortalité par traumatismes équivalent à celui du Québec aurait évité 18 décès (13% des décès masculins durant ia période).

25 Nous présentons, à l'annexe E.3, les indices de mortalité pour chaque sexe selon la cause de décès avec les intervalles de confiance à 95%.


Graphique 10

MORTALITÉ, SELON LA CAUSE DE DÉCÈS, DES FEMMES ET DES HOMMES des huit villages cris de la Baie James en 1987-1992,

comparativement à celle des femmes et des hommes du Québec en 1990

CAUSE

M infectieuses

Tumeurs

M endocrinien

M du sang

Syst nerveux

App circulatoire

App respiratoire

App digestif

Org génito-urin

Ostéo-art ic

Anom congén

Aff périnatales

Sympt mal déf

Traumatismes

- 4 - 3 - 2 - 1 0 1 2

Femmes Hommes


1987-1992

3 COMPARAISON DE LA MORTALITÉ DES SOUS-RÉGIONS

Les huit villages cris de la Baie James se caractérisent d'après leur situation géographique. On distingue ainsi deux sous-régions: les villages côtiers qui bordent la baie James et la baie d'Hudson, soit Chisasibi, Eastmain, Waskaganish, Wemindji et Whapmagoostui, et les villages de l'intérieur, soit Mistissini, Waswanipi et Nemiscau.

Pour la période 1987-1992, on a enregistré 150 décès dans les villages côtiers et 90 décès dans les villages intérieurs. Les taux bruts de mortalité sont respectivement de 4,2 pour mille pour les villages côtiers et 4,1 pour mille pour les villages intérieurs.

3.1 Espérance de vie à la naissance

L'espérance de vie à la naissance est estimée, pour la période 1987-1992, à 74,7 ans dans les villages côtiers et à 73,2 ans dans les villages de l'intérieur. Cette différence entre villages côtiers et villages intérieurs est conforme à ce qui a été constaté pour les périodes antérieures. Le graphique 11 présente l'espérance de vie à la naissance selon la sous-région pour les périodes 1975-1981, 1982-1986 et 1987-1992. Afin d'éclairer la comparaison, signalons toutefois que sur la base de la même hypothèse de durée de vie moyenne à 75 ans et plus qu'en 1982-1986, soit 8 ans (voir méthodologie), nous obtiendrions les valeurs suivantes pour 1987-1992: 73,4 ans dans les villages côtiers et 71,9 ans dans les villages intérieurs.

Mortalité de la .population des huit villages cris de la Baie James 1987-1992 69

Graphique 10

ESPERANCE DE VIE À LA NAISSANCE SELON LA SOUS-RÉGION Villages cris de la Baie James, 1975-1981, 1982-1986, 1987-1992

V. côtiers

V. intérieurs

40 60 ANNEES

1987-1992 H D 1982-1986 t Z H 1975-1981

Compte tenu de la différence d'hypothèses entre 1982-1986 et 1987-1992, on constate que l'espérance de vie à la naissance est sans doute demeurée stable dans les villages côtiers au cours des trois périodes, alors qu'elle a progressé dans les villages intérieurs. L'écart de l'espérance de vie à la naissance se serait donc rétréci entre villages côtiers et villages intérieurs au fil des ans.


1987-1992

3.2 Mortalité infantile . . . ».'. ;

En 1987-1992, les taux de mortalité infantile, néonatale , et post-néonatale sont équivalents entre villages côtiers et villages intérieurs comme on peut le voir au tableau 27. Cette situation contraste avec la période antérieure où, bien que les différences ne fussent pas significatives, on trouvait des taux de mortalité post-néonatale et infantile deux fois plus élevés dans les villages intérieurs, que dans les villages côtiers.

Tableau 27

Taux de mortalité néonatale, post-néonatale et infantile selon la sous-région (pour 1000 naissances vivantes)

Villages cris de la Baie James, 1982-1986, 1987-1992

SOUS-RÉGION/ VILLAGES VILLAGES TAUX DE MORTALITE COTIERS INTERIEURS

Néonatale 1982-19861 1.4 4,4 1987-1992 3,9 1,7

Post-néonatale 1982-1986 11.2 20,0 1987-1992 7,8 8,3

Infantile 1982-1986 12,6 24,4' 1987-1992 11,7 9,9

Source: 1 Courteau, 1989. Note: " L'astérisque indique une différence significative entre 1982-1986 et 1987-1992.

Essentiellement, le rapprochement des taux de mortalité infantile entre les deux sous-régions est du à un rattrapage effectué par les villages intérieurs. On observe en effet, entre 1982-1986 et 1987-1992, une baisse importante de la mortalité post-néonatale (différence presque significative) et infantile (différence significative) dans les villages intérieurs alors que la diminution est légère dans les villages côtiers. A toutes fins utiles, on peut donc dire qu'il n'y a plus, en 1987-1992, de différence de mortalité infantile entre villages côtiers et villages de l'intérieur.


3.3 Niveau de mortalité générale

Le tableau 28 présente, pour les villages côtiers et pour les villages de l'intérieur, les indices comparatifs de mortalité pour la période 1987-1992 par rapport au Québec en 1990. On voit alors que la mortalité est quasi-identique dans les deux sous-régions. On observe une mortalité masculine à peine plus forte dans les villages intérieurs que dans les villages côtiers, alors qu'on trouve l'inverse pour la mortalité féminine.

Tableau 28

Indice comparatif de mortalité selon le sexe et la sous-région (mortalité de référence: Québec 19901)

Villages cris de la Baie James, 1987-1992

SEXE/ SOUS-RÉGION HOMMES FEMMES TOTAL

Villages côtiers 1,06 (0,84- 1,28)2

1,44* (1,08- 1,80)

1,19* (1,00- 1.38)

Villages intérieurs 1,15 (0,85- 1,46)

1,37 (0,92- 1,82)

1,23 (0,98- 1,48)

Source: 1 MSSS, 1993. Notes: 2 Entre parenthèses, intervalle de confiance à 95%.

L'astérisque indique une différence significative par rapport à la mortalité du Québec en 1990.

Par ailleurs, tout comme pour la région crie de la Baie James dans son ensemble, la mortalité dans les villages côtiers est significativement plus élevée que celle du Québec en 1990. Et si la mortalité dans les villages intérieurs ne l'apparaît pas au vu des intervalles de confiance présentés au tableau 28, c'est sans doute uniquement parce que le nombre de décès y étant plus faible, l'intervalle de confiance correspondant est plus large.


1987-199;

3.4 Causes de décès

Les causes des décès survenus dans les villages côtiers et dans les villages intérieurs durant la période 1987-1992 sont présentées au tableau 29.

Tableau 29

Nombre et pourcentage de décès selon la cause par sous-région Villages cris de la Baie James, 1987-1992

SOUS-RÉGION/ VILLAGES COTIERS VILLAGES INTÉRIEURS CAUSE

NOMBRE CAUSE

NOMBRE % NOMBRE %

2 - Tumeurs 24 ; 16% 18 20%

7 - Mal. appareil circulatoire 44 29% 19 21%

8 - Mal. appareil respiratoire 17 11% 7 8%

10 - Mal. org génito-urinaires 4 3% 3 3%

17 - Traumatismes 24 16% 28 31% • Acc. véhicules moteur 8 5% 10 11% • Noyade 5 3% 4 4%

Acc. par le feu 2 1% 3 3% • Suicide 7 5% 5 6% • Autres 2 1% 6 7%

Autres causes 25 1 17% 11 12%

Cause inconnue 12 8% 4 4%

Total 150 100% 90 100%

La différence la plus remarquable entre les deux sous-régions est la proportion très élevée de décès dus aux traumatismes dans les villages de l'intérieur; en fait, cette proportion est le double de ce qu'on trouve dans les villages côtiers (31% contre 16%). Par conséquent, il est à peu près normal que toutes les autres causes de décès soient proportionnellement moins nombreuses dans les villages de l'intérieur que dans les villages côtiers. Une exception toutefois, les décès attribuables aux tumeurs représentent 20% des décès dans les villages intérieurs contre 16% dans les villages côtiers. Ce qui suggère que la mortalité par traumatismes et par tumeurs serait plus élevée dans les villages de l'intérieur que dans les villages côtiers en 1987-1992.

On voit également au tableau 29 que, parmi les décès attribuables aux traumatismes, on trouve une proportion plus forte de suicides et de noyades dans les villages côtiers que dans les villages intérieurs.


Signalons enfin que la prépondérance des décès par traumatismes dans les villages de l'intérieur se marquait également à la période précédente; en 1982-1986,32% des décès étaient attribuables aux traumatismes dans les villages intérieurs contre seulement 13% dans les villages côtiers.

4 U E U DE DÉCÈS DES RÉSIDANTS DES HUIT VILLAGES CRIS DE LA BAIE JAMES EN 1987-1992

Un seul hôpital, l'hôpital de Chisasibi, est situé sur le territoire des huit villages cris de la Baie James. Les habitants de la région sont donc fréquemment dirigés vers d'autres hôpitaux, principalement dans les régions avoisinantes ou à Montréal, et nombre de décès peuvent y survenir. Le tableau 30 présente la répartition des résidants de la région crie de la Baie James, décédés en 1987-1992, selon le lieu de décès.

On constate alors que plus de la moitié des décès surviennent à l'hôpital. Une majorité de résidants des villages côtiers sont décédés à l'hôpital de Chisasibi (35%), alors que ceux des villages intérieurs sont décédés principalement à l'hôpital de Chibougamau. Autrement, les résidants des deux sous-régions sont décédés dans des proportions assez semblables dans les autres hôpitaux mentionnés au tableau 30, dont 10%' environ dans des hôpitaux de Montréal.

Environ 15% des décès surviennent au domicile. Une proportion un peu plus forte des décès a lieu en dehors d'un établissement (hôpital) ou du domicile. Il s'agit principalement dans ce cas de décès attribuables à des traumatismes, qui se sont passés sur la route, aux abords d'un lac, dans le bois ou ailleurs à l'extérieur. Mentionnons que les décès survenus dans les diverses cliniques de fa région sont comprises dans cette catégorie26: au moins 7 décès ont ainsi eu lieu dans les cliniques entre 1987-1992.

26 Ce n'est qu'à partir de 1991 que les données du MSSS distinguent nommément les diverses cliniques de la région, qui deviennent dès lors des établissements au même titre que les hôpitaux. Avant 1991, le rapprochement des informations provenant des diverses sources montre que les décès en clinique sont codés hors établissement ou domicile par le ministère. Nous y reviendrons à la partie 3.


Tableau 30

Répartition des décès selon le lieu de décès par sous-région Villages cris de la Baie James, 1987-1992

SOUS-RÉGION/ LIEU DE DÉCÈS

VILLAGES CÔTIERS

VILLAGES INTÉRIEURS

TOTAL

Hôpital de Chisasibi 52 (35%)

4 (4%)

56 (23%)

Hôpital de Chibougamau 0

(0%) 24

(27%) 24

(10%)

Centre hospitalier de Val d'Or 12

(8%) 4

(4%) 16

(7%)

Hôpital général de Montréal 5

(3%) 6

(7%) 11

(5%)

Autres hôpitaux de Montréal 7 (5%)

4 (4%)

11 (5%)

Autres hôpitaux du Québec 1

(1%) 3

(3%) 4

(2%)

Hôpital, non précisé 7 (5%)

5 (6%)

12 (5%)

Sous-total: HÔPITAUX 84 (56%)

50 (56%)

134 (56%)

Hors domicile ou hôpital 33 (22%)

22 (24%)

38 (16%)

Domicile 26 (17%)

12 (13%)

55 (23%)

Inconnu 7 (5%)

6 (7%)

13 (5%)

TOTAL 150 (100%)

90 (100%)

240 (100%)

Par ailleurs, on peut penser que le lieu de décès est lié à l'âge, notamment que les décès ayant lieu au domicile concernent surtout les personnes âgées. Le tableau 31 fait le point sur cette question. On voit alors qu'un clivage du lieu de décès en fonction de l'âge n'apparaît vraiment que pour certains groupes d'âges et que le clivage opère entre décès survenus hors hôpital ou domicile et décès à l'hôpital. Ainsi, en 1987-1992, dans les huit villages cris de la Baie James, les décès de personnes âgées de 1-4 ans, de 15-24 ans et de 25-44 ans comptent pour 60% des décès survenus hors hôpital ou domicile, alors

Mortalité de la population de6 huit villages cris de la Baie James 1987-1992 7 5

l

qu'ils ne représentent que 10% des décès survenus à l'hôpital; en parallèle, l'ensemble des décès à ces âges constituent 24% de l'ensemble des décès. Cette plus forte propension à décéder hors hôpital ou domicile doit être rapprochée du constat fait précédemment, montrant que les traumatismes constituent la principale cause de décès dans ces trois groupes d'âges.

Tableau 31

Répartition des décès par lieu de décès selon l'âge Villages cris de la Baie James, 1987-1992

LIEU/ AGE

TOTAL DES DÉCÈS

HÔPITAL HORS HÔP/DOM

DOMICILE INCONNU LIEU/ AGE

Nb % Nb % Nb % Nb % Nb %

0-1 18 8% 12 9% 3 6% 2 5% 1 8%

1-4 7 3% 0 0% 4 7% 2 5% 1 8%

5-14 9 4% 3 2% 3 6% 2 5% 1 8%

15-24 24 10% 5 4% 15 27% 3 8% 1 8%

25-44 27 11% 9 7% 14 26% 2 5% 2 15%

45-64 32 13% 19 14% 8 15%. 5 13% 0 0%

65-74 49 20% 34 25% 3 6% 10 26% 2 15%

75 + 74 31% 52 39% 5 9% 12 32% 5 39%

TOTAL 240 100% 134 100% 55 100% 38 100% 13 100%

Par contre, les décès survenus au domicile ne présentent pas de concentration vraiment marquée dans l'un ou l'autre des groupes d'âges. Certes, les décès au domicile sont surtout le fait des personnes âgées de 65 ans et plus (58%), mais on peut voir que cette proportion diffère peu de celle de tous les décès de personnes de 65 ans et plus par rapport à l'ensemble des décès (51%). En fait, la majeure partie des décès de personnes de 65 ans et plus des huit villages cris de la Baie James en 1987-1992 a eu lieu à l'hôpital (70%) contre seulement 18% survenus au domicile.


1987-1992

AV'iïV'/'K''.. " V •'•^rï-'-'f'-"

CONCLUSION

Pour ta période 1987-1992, 240 décès sont survenus au sein de ta population des huit villages cris de la Baie James. La mortalité générale pour la période se situe au même niveau que pour la période précédente (1982-1986), cependant que la mortalité des hommes a crû légèrement alors que celle des femmes a quelque peu diminué. Le niveau de mortalité de la population de la région crie de la Baie James en 1987-1992 est similaire que l'on examine l'ensemble de la population (populations autochtone et non autochtone) ou seulement la population crie.

L'espérance de vie à la naissance est estimée, en 1987-1992, à 74,2 ans pour l'ensemble de la population des huit villages cris de la Baie James, à 71,3 ans pour les hommes et à 77,1 ans pour les femmes. Par rapport à 1982-1986, l'espérance de vie à la naissance aurait augmenté d'environ une année. Cette augmentation de l'espérance de vie à la naissance entre les deux périodes alors que le niveau de mortalité générale est demeuré stable s'explique essentiellement par des modifications de la mortalité selon l'âge survenues entre les deux périodes.

Ainsi, la mortalité dans le groupe d'âges 65-74 ans a augmenté significativement entre 1982-1986 et 1987-1992. Compte tenu qu'il s'agit d'un groupe d'âges où les décès sont nombreux, l'augmentation de la mortalité de ce groupe a donc un impact indéniable sur la mortalité générale de 1987-1992. A l'inverse, la mortalité a diminué significativement dans le groupe d'âges 1-4 ans, groupe où les décès sont cependant peu nombreux. Pour tous les autres groupes d'âges, les taux de mortalité sont dans l'ensemble plus faibles en 1987-1992 qu'en 1982-1986 (différences non significatives) ou encore se situent à des niveaux voisins.

Concernant la mortalité infantile, durant la période 1987-1992, on a enregistré 18 décès d'enfants de moins d'un an au sein de la population des huit villages cris de la Baie James et 9 mortinaissances. Le taux de mortalité infantile s'établit ainsi à 11,0 pour mille durant la période. La mortalité infantile a diminué fortement depuis 1975, baisse surtout marquée entre les deux périodes précédentes cependant. Ainsi, entre 1975-1981 et 1982-1986, le taux a diminué de moitié alors qu'entre 1982-1986 et 1987-1992, la baisse a été moins importante et non significative (de 17,2 pour mille à 11,0 pour mille). La réduction de la mortalité infantile entre 1982-1986 et 1987-1992 est attribuable essentiellement à une diminution (presque significative) de la mortalité post-néonatale (29-364 jours de vie), alors que la mortalité périnatale (mortinaissances et décès à 0-6 jours de vie) et la mortalité néonatale (0-28 jours de vie) n'ont pas varié.

Ces modifications de la mortalité selon l'âge survenues entre 1982-1986 et 1987-1992 expliquent, comme nous le disions plus tôt, l'augmentation de l'espérance de vie à la naissance alors que le niveau de mortalité générale n'a pas varié entre les deux périodes. En effet, comme le calcul des indicateurs de mortalité s'effectue sur les données concrètes d'observation, toutes les différences des taux de mortalité entre les deux


périodes sont prises en compte et ce, même si elles ne sont pas significatives. Aux fins des calculs, on observe donc une diminution relative de la mortalité dans les groupes d'âges inférieurs à 65 ans alors que la mortalité chez les 65-74 ans a connu une hausse importante. En conséquence, la baisse de la mortalité à des âges plus jeunes durant la période 1987-1992 comparativement à 1982-1986 faisant contrepoids à l'augmentation de la mortalité chez les 65-74 ans, il en résulte un niveau de mortalité générale équivalent. Par contre, les gains en vies humaines réalisés à des âges plus jeunes en 1987-1992 comparativement à 1982-1986 entraînent une hausse des survivants à 65 ans en 1987-1992 par rapport à la période précédente, personnes survivantes additionnelles qui peuvent alors accumuler de nombreuses années de vie que le grand nombre de décès à survenir à 65-74 ans réduit fortement mais n'annule pas. Dès lors, on peut se poser la question suivante: la mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James s'est-elle améliorée entre 1982-1986 et 1987-1992? Malgré tout le soin apporté en vue d'obtenir le compte le plus exact possible des décès, on ne peut exclure la possibilité que des décès soient manquants en 1987-1992 ou en 1982-1986 ce qui, compte tenu de la taille de la population, n'est pas sans conséquence; on ne peut exclure non plus la possiblité de fluctuation aléatoire. A cet égard, le taux de mortalité à 65-74 ans constaté en 1982-1986 nous semble anormalement bas, notamment en comparaison des valeurs observées pour les deux périodes encadrantes (1975-1982 et 1987-1992) mais également par rapport à des populations de plus grande taille (Québec 1984 et 1990, Indiens du Canada 1991); la hausse de mortalité dans ce groupe d'âges serait donc peut-être moins importante qu'il n'y paraît. Sur la base des faits, on ne peut cependant tirer de conclusion ferme, si ce n'est que la mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James en 1987-1992 est, à tout le moins, équivalente à ce qu'elle était en 1982-1986.

La mortalité générale de la population des huit villages cris de la Baie James est, pour la période 1987-1992, significativement plus élevée que celle de la population de l'ensemble du Québec en 1990. La surmortalité est cependant particulièrement marquée chez les femmes (1 fois et demie plus élevée et différence significative) alors que chez les hommes, la surmortalité est plus faible et non significative. L'espérance de vie à la naissance de la population de la région crie de la Baie James est inférieure à celle de la population de l'ensemble du Québec; selon notre estimation, l'écart serait d'environ trois ans chez les femmes et d'environ deux ans chez les hommes. Par ailleurs, la mortalité de la population de la région crie de la Baie James est plus élevée que celle de l'ensemble du Québec pour tous les groupes, d'âges, exception faite des 45-64 ans où le taux est légèrement plus faible. La mortalité est significativement plus élevée dans la région que dans l'ensemble du Québec, particulièrement pour les moins de 25 ans mais également chez les 25-44 ans. En outre, la mortalité infantile est significativement plus élevée dans la région qu'au Québec, essentiellement à cause d'un taux de mortalité post-néonatale plus élevé, alors que les taux de mortalité périnatale et néonatale sont comparables.

La mortalité de la population de la région crie de la Baie James en 1987-1992 fait bonne figure comparativement à celle des Indiens du Canada en 1991. Le niveau de mortalité


1987-1992

générale est moins élevé dans la région, et cela tant pour les femmes que pour les hommes, l'écart étant cependant un peu plus marqué du côté masculin que du côté féminin. En parallèle, l'espérance de vie à la naissance de la population de la région crie est supérieure à celle des Indiens du Canada de quelques années, tant pour les hommes que pour les femmes. De manière générale, la mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James est plus faible que celle des Indiens du Canada pour tous les groupes d'âges, mais la différence n'est significative que pour le groupe 25-64 ans. La mortalité infantile est à peine plus faible dans la région crie que chez les Indiens du Canada, le niveau étant toutefois significativement moins élevé dans la région pour la mortalité périnatale (6,7 pour mille contre 13,9 pour mille).

Comparativement à un autre groupe autochtone, les Inuit de Kativik, la situation de la mortalité dans la région crie de la Baie James est nettement avantagée. L'espérance de vie à la naissance de la population de la région crie est en effet de plus de 10. ans supérieure à celle des Inuit (1989-1993). De même, la mortalité infantile est presque trois fois plus faible dans la région crie que chez les Inuit de Kativik (1987-1992).

Les trois quarts des 240 décès survenus dans les huit villages cris de la Baie James en 1987-1992 sont attribuables à seulement quatre grandes causes, soit les maladies de l'appareil circulatoire (63 décès), les traumatismes (52 décès), les tumeurs (42 décès) et les maladies de l'appareil respiratoire (24 décès). Au cours de la période précédente, on observait ces mêmes quatre causes principales de décès, quoique dans des proportions légèrement différentes.

Pour la très grande majorité des causes de décès, les taux ont diminué en 1987-1992 par rapport à 1982-1986, bien qu'aucune différence ne soit significative. La réduction de la mortalité attribuable aux maladies infectieuses et aux symptômes et états mal définis est fort appréciable entre les deux périodes, même si cela ne concerne qu'un petit nombre de décès. Le taux de mortalité par maladies de l'appareil circulatoire a, par contre, augmenté légèrement entre les deux périodes, mais la différence n'est pas significative. La mortalité par traumatismes est demeurée stable entre 1982-1986 et 1987-1992. On constate de plus que parmi les 52 décès par traumatismes survenus en 1987-1992, 35% sont attribuables à des accidents impliquant des véhicules à moteur sur la voie publique ou en dehors de celle-ci, 23% sont des suicides, 17% des noyades alors que 10% ont pour cause des accidents provoqués par le feu. Si le taux global de mortalité par traumatismes n'a pas bougé comparativement à la période précédente, les taux de mortalité selon la cause ont par contre varié. Ainsi, les taux de mortalité ont augmenté en 1987-1992 par rapport à 1982-1986 pour les accidents impliquant des véhicules à moteur et pour les accidents provoqués par le feu (différences non significatives). Le taux de mortalité par suicides a plus que doublé et la différence est presque significative, alors que la mortalité par noyades a diminué de plus de moitié (différence significative).

Comparativement à l'ensemble du Québec en 1990, la mortalité de la région crie de la Baie James en 1987-1992 est significativement plus élevée pour trois causes, soit pour


les maladies de l'appareil respiratoire, les maladies des organes génito-urinaires et les traumatismes. Cependant, la surmortalité pour ces trois causes n'est effective que pour les femmes, la mortalité des hommes de la région n'étant significativement plus élevée que pour les traumatismes. En outre, la mortalité par traumatismes est significativement plus élevée dans la région qu'au Québec pour les accidents impliquant des véhicules à moteur, pour les noyades et pour les accidents provoqués par le feu, alors que la mortalité par suicides, d'une fois et demie plus élevée qu'au Québec, ne présente cependant pas de différence significative. Pour toutes les autres causes de décès, la mortalité dans la région crie de la Baie James en 1987-1992 est équivalente à celle du Québec.

La mortalité de la population de la région crie de la Baie James en 1987-1992 est de niveau comparable à celle des Indiens du Canada en 1991 pour la majorité des causes de décès. La mortalité de la population de la région est néanmoins significativement plus faible que celle des Indiens pour les traumatismes, les maladies de l'appareil digestif et les symptômes et états mal définis. L'examen des causes de décès par traumatismes montre par ailleurs que la mortalité attribuable aux accidents de véhicules à moteur et aux accidents provoqués par le feu est plus faible dans la région que chez les Indiens, alors que le taux de mortalité par noyades est légèrement plus élevé, aucune de ces différences n'étant cependant significatives. Par contre, la mortalité par suicides est significativement moins élevée dans la région crie en 1987-1992 que chez les Indiens du Canada en 1991.

Quelques mots, enfin, concernant les principales causes de décès de la population de la région crie en 1987-1992 pour certains groupes d'âges. Chez les enfants de moins d'un an, la leucoencéphalopathie crie (maladie du système nerveux) pourrait peut-être expliquer la surmortalité de la région par rapport au Québec. Les traumatismes ont été la cause de tous les décès chez les 1-4 ans, de la majorité des décès chez les 15-24 ans (dont une bonne partie est attribuable aux suicides (37%) et aux accidents de véhicules à moteur (25%)), et de la moitié des décès chez les 25-44 ans. Les maladies de l'appareil circulatoire et les tumeurs constituent les deux plus grandes causes de décès chez les 45-64 ans et les 65-74 ans, alors que les maladies de l'appareil respiratoire s'ajoutent à cette liste dans le cas des 75 ans et plus.

Pour la période 1987-1992, le niveau de mortalité est équivalent dans les villages intérieurs et dans les villages côtiers. L'espérance de vie à la naissance continue par contre d'être supérieure dans les villages côtiers que dans les villages intérieurs. A toutes fins utiles, la mortalité infantile ne présente plus de différence entre villages côtiers et villages intérieurs, ce qui constitue une amélioration sensible de la situation dans les villages intérieurs comparativement à la période précédente, alors que la situation est demeurée inchangée dans les villages côtiers. La proportion de décès attribuables aux traumatismes est nettement plus élevée dans les villages intérieurs que dans le villages côtiers, cela conformément à ce qui avait été observé à la période précédente.


1987-1992

En résumé, la mortalité de la population des huit villages cris de la Baie James en 1987-1992 se situe sensiblement au même niveau que durant la période 1982-1986; on observe cependant une augmentation de l'espérance de vie à la naissance entre les deux périodes. Selon l'âge, on peut noter une diminution importante de la mortalité chez les 1-4 ans entre les deux périodes, alors que la mortalité chez les 65-74 ans augmentait appréciablement. Le niveau de mortalité de la population de la région crie se situe en 1987-1992 entre celui des deux populations comparatives: plus élevé que celui de l'ensemble du Québec en 1990 et plus faible que celui des Indiens du Canada en 1991.

La population de la région crie se démarque de celle du Québec par des taux de mortalité plus élevés pour les maladies de l'appareil respiratoire, pour les maladies des organes génito-urinaires et pour les traumatismes, caractéristiques qu'elle partage avec les Indiens du Canada. Par contre, elle se démarque de ces derniers par des taux de mortalité plus faibles pour les maladies de l'appareil digestif et pour les traumatismes.


PARTIE 3

ÉVALUATION DE LA QUALITÉ DES DONNÉES

MMr

Dans cette troisième partie, nous examinerons plus en détail la qualité des données telles qu'obtenues à partir des sources de données que nous avons choisi de privilégier. Nous analyserons, dans un premier temps, la validité de l'estimation de la population moyenne pour la période 1987-1992 que nous faisons principalement à partir du Registre des Autochtones bénéficiaires de la Convention de la Baie James et du Nord québécois (RAB) plutôt que des recensements. Dans un deuxième temps, nous justifierons l'emploi de la compilation effectuée au Module de santé publique-région crie de la Baie James (MSP) plutôt que des données du ministère de la Santé et des Services sociaux (MSSS) pour le rapport des naissances vivantes. Enfin, relativement au nombre de décès survenus dans la région durant la période 1987-1992, nous examinerons tout particulière-ment ce qui ressort de l'utilisation des données du Registre de population provenant du MSSS, cela dans le but de voir si des solutions au sous-dénombrement et au sur-dénombrement constatés pourraient être proposées; nous examinerons aussi la qualité des données sur les décès provenant des autres sources mais de façon moins détaillée.

1 ESTIMATION DE LA POPULATION MOYENNE

L'estimation de la population des huit villages cris de la Baie James (RSS 18) n'est pas facile à faire, d'autant plus que les deux principales sources de données disponibles rapportent des effectifs assez éloignés. Ainsi, à partir du RAB27, nous estimons à 9567 personnes la population de la région crie de la Baie James au 1*" janvier 1990, alors qu'au recensement de 1991, elle est évaluée à 8333 personnes.

Malgré cet écart important, nous croyons néanmoins qu'une estimation basée sur le RAB est plus valable qu'une autre qui serait faite à partir des recensements. Dans cette section, nous allons donc exposer plus en détail les raisons qui nous semblent justifier cette position, raisons que nous avons déjà présentées sommairement dans ia méthodologie (partie 1).

Tout d'abord, comme on peut le voir au tableau 32, le taux d'accroissement annuel moyen de la population entre les recensements de 1986 et 1991 n'aurait été que de 0,35% alors que pour la période quinquennale précédente, ce taux est de 2,60%. Par

27 En fait, l'estimation est basée principalement mais pas uniquement sur le RAB. Cependant, puisque les effectifs de population autochtone sont tirés du RAB et qu'ils représentent 96,6% de la population, pour alléger le texte, nous ne mentionnerons que cette source.


1987-1992

contre, le taux d'accroissement annuel moyen de la population au recensement de 1986 par rapport à l'estimation que nous faisons au 1nr janvier 1990 serait de 3,88%. En outre, il ne serait plus que de 2,66% par rapport à un effectif de population au recensement de 1986 corrigé pour tenir compte de la sous-estimation28 évaluée à 5% (Schaefer et Lavallée, 1992). Ce taux d'accroissement annuel moyen pour la période récente serait alors le même que celui constaté entre les recensements de 1981 et 1986.

Tableau 32

Taux d'accroissement annuel moyen de la population RSS 18, 1981-1986, 1986-1991, 1986-1990

SOURCE POPULATION TAUX D'ACCROISSEMENT ANNUEL MOYEN

Recensement de 1981

Recensement de 1986

Recensement de 1991

71901

81902

83332

Rec81-Rec86

Rec86-Rec91

2,60%

0,35%

Estimation, recensement de 1986 (EstRec86)

86003

Estimation, 1/1/90 (Est90)

9567* Rec86-Est90

EstRec86-Est90

3,88%

2,66%

Source: Schaefer et Lavallée, 1992. Source: Statistique Canada, Recensement du Canada de 1991, cat. 93-304. Estimation de la population au recensement de 1986 compte tenu d'une sous-estimation évaluée à 5% (Schaefer et Lavallée, 1992). Estimation au 1 janvier 1990 fait à partir du RAB. Nous avons considéré un intervalle de 4 ans pour le calcul du taux d'accroissement annuel entre le recensement de 1986 et l'estimation.

Le fort ralentissement de l'accroissement de la population tel que signalé par les recensements de 1986 et 1991 serait dû à une diminution importante des effectifs de Mistissini et à une légère baisse de ceux de Chisasibi, alors que tous les autres villages aurait connu une croissance à peu près semblable à ce qui est constatée pour la région entre 1981 et 1986 (tableau 33). Rappelons que Statistique Canada ne fournit aucune

28 Sous-estimation par rapport à l'effectif de population provenant du Registre des Autochtones bénéficiaires de la Convention de la Baie James et du Nord québécois à une date équivalente.

Notes Y

2

3

4


indication permettant de poser qu'il y aurait là sous-développement plus important qu'ailleurs.

Tableau 33

Comparaison des effectifs de population par village à différents moments selon trois sources.

RSS 18; 1986, 1991, 1990.

SOURCE/ VILLAGE

REC 19861

(1)

REC 19912

(2)

% VAR

(1)(2)

ESTIMA 1-1-903

(3)

% VAR

(1)(3)

Eastmain 356 444 +24,7 419 +17,7

Wemindji 862 919 +6,6 909 +5,5

Waskaganish 1179 1344 +14,0 1355 +14,9

Chisasibi 2373 2306 -2,8 2758 +16,2

Whapmagoostui 429 508 +18,4 504 +17,5

Waswanipi 648 758 +17,0 959 +48,0

Mistissini 1968 1590 -19,2 2237 +13,7

Nemiscau 375 464 +23,7 426 +13,6

TOTAL 8190 8333 +1,7 9567 +16,8

Notes: 1,2 Recensements du Canada de 1986 et 1991. Source: Statistique Canada, Recensement du Canada de 1991, cat. 93-304.

3 Estimation au 1"" janvier 1990, faite principalement à partir du RAB.

Par ailleurs, par rapport au recensement de 1986, l'estimation faite au 1"' janvier 1990 montre des pourcentages de variation assez semblables dans tous les villages (autour de 15%) sauf à Wemindji, pour lequel le pourcentage de variation entre les recensements de 1986 et 1991 est également faible, et à Waswanipi, où le pourcentage de variation est nettement plus élevé.

Une autre façon d'envisager la question est d'examiner les événements survenus au sein de la population, à savoir les naissances et les décès. Au tableau 34, on peut voir que les événements de la période 1987-1992 rapportés à l'estimation de population au 1*" janvier 1990 donnent des taux tout à fait congrus par rapport à ceux observés pour les périodes précédentes (Courteau, 1989). Par contre, en prenant au dénominateur la

84 Mortalité de.la population dee huit villages cris de la Baie James

1987-1992

population du recensement de 1991, on assisterait à une augmentation de la natalité, de la fécondité et de la mortalité par rapport aux périodes précédentes. Bien sûr, tout comme la présente étude, les études antérieures prenaient comme dénominateur un effectif de population tiré de RAB, ce qui n'est pas un facteur perturbateur négligeable.


Tableau 34

Taux brut de natalité et de mortalité et taux de fécondité Population crie, RSS 18, 1975-1981, 1982-1986, 1987-1992

Population totale, RSS 18, 1987-1992

TAUX BRUT DE NATALITÉ {pour 1000 personnes}

1975-1981 30,1

1982-1986 29,4

1987-1992 Population crie 29,0 1987-1992

Population totale 28,4

TAUX DE FÉCONDITÉ {pour 10CK) femmes 1ô-49;ans}

1975-1981 139,0

1982-1986 116,6

1987-1992 Population crie 111,5 1987-1992

Population totale 106,3

TAUX BRUT DE MORTALITÉ (pour 1000 personnes]

1975-1981 5,3

1982-1986 4,6

1987-1992 Population crie 4,2 1987-1992

Population totale 4.2

TAUX POUR LA PÉRIODE 1987-1992: au dénominateur, population de la RSS 18 au recensement de 1991

Taux brut de natalité 32,7

Taux de fécondité 127,5

Taux brut de mortalité 4,8

Sources: - Pour 1975-1981 et 1982-1986: Courteau, 1989. - Pour la population féminine par âge au recensement de 1991 : MSSS, Service de l'infocentre

et Service des études opérationnelles (informations sur disquette disponibles au Module de santé publique-région crie).


1987-1992

Toutefois, si le chiffre de population à considérer au dénominateur pour la période 1987-1992 engendre des doutes, le compte des événements est, quant à lui, plus rigoureux. Aussi, peut-on évaluer le chiffre de population auquel on pourrait s'attendre 5 ans ou 4 ans plus tard si la population de 1986 avait connu le taux d'accroissement naturel annuel moyen de la période 1987-1992, que ce taux soit calculé en fonction de l'estimation au 1" janvier 1990 ou du chiffre de population du recensement de 1991 (taux calculés à partir du tableau 34). C'est ce que présente le tableau 35.

Tableau 35

Effectifs de population de la RSS 18 attendus en 1991 et 1990 par rapport à la population du recensement de 1986

soumise à deux estimations du taux d'accroissement naturel annuel moyen entre 1987 et 1992

Population au dénominateur

Taux d'ac-croissement annuel (pour 1000)2

Population attendue en 1991 Population attendue en 1990 Population au dénominateur

Taux d'ac-croissement annuel (pour 1000)2 Facteur de

multiplication pour 5 ans3

Population attendue

Facteur de multiplication pour 4 ans3

Population attendue

Au numérateur œpulatlon au recensement de 1986 (6190)

Rec 911 27,9 1,148 9402 1,116 9140

Est 1/1/90 24,2 1,127 9230 1,100 9009

Au numérateur: estimation de la population au recensement de 1986 (8600)4

Rec 911 27,9 1,148 9873 1,116 9598

Est 1/1/90 24,2 1,127 9692 1,100 9460

Note: 1 Le fait de prendre la population au recensement de 1991 plutôt qu'une estimation intercensitaire au 11" janvier 1990 entraîne un biais négligeable, puisque la population n'a pratiquement pas bougé entre les deux recensements (Source: Statistique Canada, Recensement de 1991, cat. 93-304).

2 Taux calculés à partir du tableau 34. 3 Selon la formule (1 +r)K, r étant le taux d'accroissement annuel et x le nombre d'années (Pressât,

1973). 4 Estimation tenant compte d'une sous-estimation évaluée à 5% (Schaefer et Lavallée, 1992).

Au tableau 35, on constate alors que le volume de population attendu en 1990, principalement lorsque le taux d'accroissement est appliqué à l'estimation de la population du recensement de 1986 (9460 ou 9598 personnes), se rapproche nettement plus de l'estimation de population que nous faisons au 1ter janvier 1990 (9567 personnes) que du chiffre de population du recensement de 1991 (8333 personnes).


Il faut bien voir cependant que ce constat n'est valable qu'en l'absence de mouvements migratoires ou, autrement dit, que si la migration nette est nulle. Or, aucune information de source officielle n'est disponible sur les mouvements migratoires de la population de la région crie de la Baie James. Mais nous croyons, et cela est corroboré par les gens du milieu, qu'il s'agit d'une population peu migrante.

Par ailleurs, comme il a été mentionné dans la méthodologie, la population crie habitant dans les neuf villages cris de la Baie James (incluant Oujé-Bougoumou) a été estimée à partir d'une autre source. Cette estimation, effectuée pour l'Enquête Santé Québec auprès des Cris de la Baie James (Santé Québec, 1994), évalue à 9300 personnes la population des neuf villages au 31 décembre 1989. Cette estimation avait pour base de sondage l'ensemble des neuf listes obtenues au service de logement (housing department) de chacun des Conseils de bande des neuf communautés cries. On voit alors que cette estimation de 9300 personnes pour les neuf villages cris, se compare avantageusement à celle que nous obtenons pour la population crie des huit villages au 1ter janvier 1990, soit de 9189 personnes. Notre estimation serait en effet supérieure de seulement 250 personnes environ si, compte tenu des informations provenant du Registre des Autochtones bénéficiaires de la Convention de la Baie James et du Nord québé-cois29, on estime la population crie de Oujé-Bougoumou à environ 400 personnes.

Avant de clore cette section, il importe d'examiner un dernier point. Rappelons que les données du RAB utilisées pour établir l'estimation de la population au 1ter janvier 1990 proviennent d'une version modifiée du tableau statutaire n° 20 du Registre. Nous allons donc voir maintenant l'ampleur et le sens de cette modification sur les effectifs de population obtenus.

La version tout à fait originale du tableau 20 donne les effectifs de population par groupe d'âges quinquennaux seulement. Nous avons donc fait une première demande spéciale pour que soit ventilé le groupe d'âges 0-4 ans, entre moins de 1 an et 1-4 ans. C'est à ce moment que nous avons constaté l'écart important entre la population d'enfants de moins d'un an et le nombre moyen de naissances annuelles. Comme on peut le voir au tableau 36, ces résultats attestent, sans besoin d'autres commentaires, d'une sous-estimation certaine de la population des moins de 1 an. Par contre, la version modifiée du tableau 20 que nous avons reçue par la suite (par l'enlèvement du critère restrictif quant à l'inscription, comme il a déjà été expliqué dans la méthodologie) apparaît tout à fait cohérente par rapport aux naissances annuelles. C'est pourquoi nous n'avons pas hésité à utiliser cette version modifiée du tableau 20 plutôt que la version originale pour estimer la population autochtone de la région crie au janvier 1990.

29 Selon le RAB, la population de Oujé-Bougoumou n'est que de 8 personnes au I * janvier 1990, cependant qu'au 1tor mai 1991, elle est de 456 personnes.


Tableau 44

Effectifs de la population autochtone de moins de 1 an au 1ter janvier 1990 provenant du Registre des Autochtones bénéficiaires de CBJND,

selon qu'il s'agit de la version originale ou modifiée du tableau statutaire n° 20, et nombre moyen de naissances annuelles1 d'enfants d'origine autochtone

durant la période 1987-1992 Villages et ensemble de la région crie de la Baie James (RSS 18)

VILLAGE POPULATION de moins de 1 an Nombre moyen de

NAISSANCES ANNUELLES (1987-1992)1

VILLAGE Vers. ORIGINALE Vers. MODIFIÉE

Nombre moyen de NAISSANCES ANNUELLES (1987-1992)1

Eastmain 6 8 14

Wemindji 8 14 20

Waskaganish 0 36 41

Chisasibi 12 70 74

Whapmagoostui 11 15 21

Waswanipi 4 21 24

Mistissini 41 56 65

Nemiscau 3 12 10

TOTAL 85 230 268

Source: 1 Compilation des naissances effectuée au Module de santé publique-région crie

Par ailleurs, entre la version originale et la version modifiée, l'augmentation des effectifs de la population totale est de 2,9%. Cette hausse est très majoritairement attribuable aux enfants de moins de 1 an, mais elle affecte également les groupes d'âges plus vieux, particulièrement jusqu'à 15 ans. Le tableau 37 présente la distribution selon l'âge des deux effectifs de population et le pourcentage de variation entre elles.

Signalons enfin, que dans le but d'obtenir la population crie totale de la RSS 18 par le biais du RAB, il est recommandé de demander la population pour une date de référence qui précède d'environ un an la date de la demande, puisque selon M. Halley^0, c'est

30 Service de flnfocentre, ministère de la Santé et des Services sociaux du Québec.


l'intervalle de temps nécessaire pour que l'essentiel des naissances d'une année donnée soit enregistré au Registre.

Tableau 37

Comparaison des effectifs de population autochtone au 1ter janvier 1990 provenant du Registre des Autochtones bénéficiaires de CBJND,

selon qu'il s'agit de la version originale ou modifiée du tableau statutaire n° 20 Villages cris de la Baie James (RSS 18)

AGE (ans)

Version MODIFIÉE

Version ORIGINALE

DIFFÉRENCE (modifiée-originale)

% VARIATION

Moins de 1 an 232 85 147 172,94

1-4 944 893 51 5,71

5-9 1129 1104 25 2,26

10-14 . 1132 1108 24 2.17

15-19 1235 1229 6 0,49

20-24 972 967 5 0,52

25-29 812 812 0 0,00

30-34 596 594 2 0,34

35-39 450 447 3 0,67

40-44 407 406 1 0,25

45-49 304 304 0 0,00

50-54 263 263 0 0,00

55-59 177 176 1 0,57

60-64 156 156 0 0,00

65-69 163 163 0 0,00

70-74 122 122 0 0,00

75a+ 146 147 -1 -0,68

TOTAL 9240 8976 264 2,94


1987-1992

2 RAPPORT DES NAISSANCES VIVANTES

Trois sources de données peuvent nous renseigner sur les naissances vivantes survenues dans les huit villages cris de la Baie James durant la période 1987-1992. Il s'agit d'abord de la compilation effectuée au Module de santé publique-région crie, dont nous avons déjà parlé dans la méthodologie. Il y a également deux fichiers provenant du MSSS: a) le fichier annuel des naissances (informatisé) envoyé de façon statutaire à toutes les Unités de santé publique, et b) l'application informatique NVMI (Naissances vivantes-Mortalité infantile) produite en avril 1994 par le Service de l'Infocentre.

Quelle que soit la source de données utilisée, le nombre total de naissances vivantes survenues dans la région crie pour la période 1987-1992 est très proche (tabléau 38). Et il est d'autant plus proche si l'on considère NVMI par rapport à la compilation du Module (1633 naissances contre 1629). Nous croyons d'ailleurs que l'application NVMI est plus valable que le fichier statutaire des naissances du MSSS pour le rapport des naissances, cette application produite en 1994 étant sans doute une version mise à jour des fichiers annuels des naissances (compte tenu des délais d'enregistrement).

Par contre, comme on peut le voir au tableau 38, on observe des variations du nombre annuel des naissances vivantes assez importantes entre la compilation du Module et l'une ou l'autre source provenant du MSSS, particulièrement en 1987 et en 1990.


Tableau 44

Nombre de naissances vivantes selon l'année à partir de trois sources Villages cris de la Baie James, 1987-1992

SOURCE/ ANNÉE

MSP1 MSSS2 NVMI3 MSP - NMVI

1987 247 280 281 - 3 4

1988 256 244 248 + 8

1989 258 259 263 - 5

1990 284 258 264 + 20

1991 273 263 263 + 10

1992 315 310 310 + 5

1987-1992 1633 1614 1629 - 4

Sources: 1 Compilation des naissances effectuée au Module de santé publique-région crie 2 Fichier des naissances du MSSS (données statutaires annuelles) 3 Application informatique NVMI (Naissances vivantes et mortalité infantile)

A partir des constats du tableau 38, il est cependant difficile de juger de la qualité des différentes sources de données. La répartition des naissances vivantes par village selon l'année n'apporte guère plus d'indication (tableau non présenté). En effet, la seule conclusion qu'on puisse en tirer est que le nombre de naissances rapporté par le MSSS pour Eastmain en 1987 est assurément erroné. Pour ce village en 1987, le MSSS indique 36 naissances alors que la compilation du Module n'en rapporte que 7; de plus, ces 36 naissances pour Eastmain en 1987 contraste avec la dizaine de naissances annuelles observées dans les années suivantes, et cela tant par le MSSS que dans la compilation du Module. Pour tous les autres villages, le nombre de naissances annuelles varie légèrement selon la source mais les indications ne sont pas suffisamment claires pour qu'on puisse se prononcer en faveur d'une source plutôt que d'une autre.

En définitive, compte tenu de la sur-estimation certaine des naissances d'Eastmain par le MSSS en 1987, nous avons retenu la compilation du Module pour fixer le nombre de naissances annuelles des huit villages cris de la Baie James durant la période 1987-1992. En outre, cette source nous permettait de faire une estimation du nombre de naissances d'enfants d'origine crie, ce que ne permettait pas les autres sources de données.


1987-1992

3 COUVERTURE DES DÉCÈS PAR LES DIVERSES SOURCES DE DONNÉES

Comme on l'a vu plus tôt, au tableau 1 de la page 12, le recours à trois sources de données a permis de dénombrer 240 décès, survenus entre le 1" janvier 1987 et le 31 décembre 1992, parmi les résidants des huit villages cris de la Baie James. Aucune des sources ne mentionnait tous les décès. Ainsi, les données du Registre de population provenant du MSSS (MSSS) en indiquait 189, soit une couverture de 78,8%, la compilation effectuée au Module de santé publique-région crie (MSP) en rapportait 201 pour une couverture de 83,8%, et le Registre des Autochtones bénéficiaires de la Convention de la Baie James et du Nord québécois (RAB) en fournissait 208, soit 86,7% de tous les décès. Par ailleurs, 90,4% des décès ont été identifiés par au moins deux sources et 58,8% par les trois sources.

Les décès totaux pour la région crie de la Baie James (RSS 18) concernent des Cris et des non Cris. Il faut voir qu'au moins une source de données, le RAB, ne pouvait rendre compte des décès de personnes non autochtones. Par ailleurs, tous les décès de résidants non autochtones ont été fournis par le MSSS seulement.

D'après le tableau 1, le RAB représente la source de données la plus complète quant au dénombrement des décès de la région crie de la Baie James, et cela même s'il ne comptabilise pas les décès de non autochtones (la couverture du RAB pour les seuls décès d'autochtones est de 89,3%). Cette source ne saurait cependant suffire à une étude de mortalité puisque l'information qu'elle renferme est très limitée, notamment en raison de l'absence des causes de décès.

Le Registre de population (MSSS), compte tenu de la richesse de ses informations et de son homogénéité (notamment, la codification des causes de décès y est effectuée par des codeurs professionnels selon les normes prescrites par l'OMS) est la source de données vers laquelle l'utilisation devrait tendre. Aussi, dans le but de favoriser une meilleure couverture des décès de la RSS 18, nous présentons un examen détaillé de la qualité des données sur les décès provenant du MSSS.

3.1 Couverture des décès par le MSSS

Deux cent neuf (209) enregistrements nominatifs de décès nous ont été fournis par le MSSS pour la période 1987-1992. A ce nombre, s'ajoutent 2 décès dont l'information nominative ne nous a pas été envoyée par le MSSS parce que la municipalité inscrite sur le certificat de décès était celle de la Baie James, mais que le MSSS a néanmoins attribué à la région crie de ta Baie James (RSS 18) suite au tri sur le code postal. Rappelons qu'il y a 6 décès de la sorte, attribués par le MSSS à la RSS 18 et pour lesquels nous n'avons pas l'information nominative. Toutefois, comme nous l'annoncions dans la méthodologie, 2 de ces 6 décès ont pu être appariés à des enregistrements correspondants dans nos autres sources (MSP et RAB), les informations concernant le sexe, l'âge, le lieu de résidence et la cause de décès étant absolument identiques. Aux


fins de l'examen de la couverture des décès par le MSSS, nous considérons donc que 211 décès nous ont été fournis par le MSSS.

Dès lors, nous examinerons la couverture des décès de la région crie de la Baie James par le MSSS sous deux angles:

A- compte tenu de l'information manquante;

B- compte tenu de l'information surnuméraire, c'est-à-dire des décès faussement attribués à la RSS 18.

Le tableau 39 résume la situation. Comme on peut le voir, les décès de la RSS 18 sont, par le biais du MSSS, sous-dénombrés dans une proportion de 21,3% et sur-dénombrés dans une proportion de 10,4%.

Tableau 39

Couverture des décès par le Registre de population (informations du MSSS) Villages cris de la Baie James, 1987-1992

CATÉGORIE DE DÉCÈS NOMBRE %

1- Totaux fournis par le MSSS 211

2- MSSS: Surnuméraires 22 10,4% (2/1)

3- MSSS: Correctement attribués 189

4- MSSS: Manquants 51 21,3% (4/5) 5- Totaux pour la RSS 18 (compilation de 3 sources) 240

3.1.1 Sous-dénombrement des décès

Comme l'indique le tableau 39, 51 décès de résidants des huit villages cris de la Baie James n'apparaissent pas dans les données fournies par le MSSS. La question qui se pose et à laquelle nous tenterons de répondre est la suivante: ce sous-dénombrement peut-il être attribué à un ou à des facteurs spécifiques ou s'effectue-t-il aléatoirement?

Au départ, il apparaît que le sous-dénombrement ne concerne que les décès de personnes cries (tableau 40). Dans les faits cependant, on ne peut juger de la couverture des décès de résidants non cris par le MSSS faute de données comparatives, le MSSS


1987-1992

étant la seule source à nous renseigner sur ces décès. Aussi, dans la suite de l'analyse, le sous-dénombrement des décès, de la région crie par le MSSS ne sera examiné qu'en fonction des décès de personnes cries.

Tableau 40

Répartition des décès totaux et des décès enregistrés par le MSSS selon l'origine ethnique


ÉVÉNEMENTS/ ORIGINE ETHNIQUE

Décès totaux (3 sources)

Décès enregistrés par le MSSS ÉVÉNEMENTS/ ORIGINE ETHNIQUE

Décès totaux (3 sources)

Nombre % des décès totaux

Crie 233 182 78,1

Non crie 7 7 100,0

Total 240 189 78,8

Pour tenter de mettre en évidence des spécificités relatives au sous-dénombrement, nous présentons au tableau 41 la ventilation, selon diverses caractéristiques, des décès rapportés par le MSSS en proportion des décès totaux31. A l'examen de ce tableau, il est alors possible de repérer les proportions de décès rapportés par le MSSS qui sont anormalement basses (par référence à la proportion globale de sous-dénombrement des décès par le MSSS qui se situé pour les Cris à 78,1%). Il faut cependant voir qu'une proportion même très faible de décès enregistrés par ie MSSS peut ne rien vouloir dire s| le nombre de décès est très petit. Par exemple, une couverture des décès de 50% dans une catégorie donnée ne permet de tirer aucune conclusion quant à la présence ou non d'une spécificité associée au sous-dénombrement, s'il s'agit de l'omission de 2 décès par le MSSS sur un total de 4 décès. Aussi, pour rendre la lecture du tableau plus évidente, nous présentons également le nombre de décès manquants dans les données du MSSS pour chaque catégorie.

31 Décès de personnes d'origine crie seulement


Tableau 44

Répartition des décès totaux et des décès enregistrés par le MSSS pour les résidants cris selon diverses variables


Décès MSSS totaux

(3 sources) % de décès enregis- Nombre de décès VARIABLES trés manquants

ANNÉE DE DÉCÈS

1987 42 71,4 12 1988 33 63,6 12 1989 44 81,8 8 1990 30 83,3 5 1991 34 79,4 7 1992 50 86,0 7

LIEU ; DE' RESIDENCE

Waswanipi 39 92,3 3 Mistissini 36 50,0 18 Eastmain 22 81,8 4 Wemindji 25 84,0 4 Waskaganish 28 78,6 6 Chisasibi 58 84,5 9 Nemiscau 12 75,0 3 Whapmagoostui 13 69,2 4

GROUPE D'AGES

Moins de 1 an 18 77,8 4 1 -4 ans 7 28,6 5 5-14 ans 9 55,6 4 15-24 ans 24 87,5 3 25-34 ans 12 56,3 5 35-44 ans 11 61,8 2 45-54 ans 12 66,7 4 55-64 ans 18 94,4 1 65-74 ans 48 85,4 7 75-84 ans 46 78,3 10 85 ans et plus 28 78,6 6

SEXE

Masculin 139 78,4 30 Féminin 94 77,4 21

TOTAL

233 78,1 51


1987-1992

Tableau 41 (suite)

Répartition des décès totaux et des décès enregistrés par le M S S S pour les résidants cris selon diverses variables

Vil lages cris de la Baie James, 1 9 8 7 - 1 9 9 2

Décès MSSS totaux

(3 sources) % de décès enregistrés Nombre de décès VARIABLES

% de décès enregistrés manquants

C A U S E D E D É C È S

Maladies infectieuses 2 100,0 0 Tumeurs 39 92,3 3 Mal. endocriniennes 5 100,0 0 Maladies du sang 1 100,0 0 Mal. système nerveux 7 100,0 0 Mal. app. circulatoire 62 87,1 8 Mal. app. respiratoire 24 91.7 2 Mal. app. digestif 7 71,4 2 Mal. org. génito-urin. 7 71,4 2 Compile, gross/acc. 1 100,0 0 Mal. sys. ostéo-artic 1 100,0 0 Anomalies congénitales 4 50,0 2 Aff. orig. périnatale 6 83,3 1 Symptômes mal définis 2 100,0 0 Trauma/Empoisonnement 49 69,4 15 Inconnue 16 0,0 16

L I E U D E D É C È S

Hôp. Chisasibi 55 94,5 3 H. Chibougamau 24 100,0 0 CH Val d*Or 15 93,3 1 Hôp. général de Montréal 11 81,8 2 Autres hôp. de Montréal 11 72,7 3 Autres hôpitaux 4 75,0 1 Hôpital, nom non précisé 12 0,0 12 Total: HOPITAUX 132 83,3 22

Hors dom. ou établ.1 51 82,4 9 1987-1990 28 75,0 7 1991-1992 19 89,5 2

Clinique, 1991-1992 4 100,0 0

Domicile 37 73,0 10 Inconnu 13 0,0 13

T O T A L

233 78,1 51

Note: 1 Dans les données du MSSS, cette catégorie comprend, pour 1987-1992, les décès survenus dans les cliniques, alors qu'en 1991 et 1992, ces décès sont présentés séparément


Quelles conclusions pouvons-nous tirer de l'examen du tableau 41? En prenant comme critères un sous-dénombrement assez prononcé et un nombre de décès manquants suffisamment élevé pour pouvoir exclure sans risque de trop se tromper l'hypothèse d'un sous-dénombrement aléatoire, nous arrivons aux constats suivants, à savoir que:

1- le sous-dénombrement est plus marqué en 1987 et en 1988 et il se serait amenuisé dans les années ultérieures;.

2- les résidants de Mistissini sont plus fortement sous-dénombrés que ceux des autres villages;

3- les décès par traumatismes feraient l'objet d'un sous-dénombrement un peu plus prononcé que ceux dus à d'autres causes;

4- les décès ayant eu lieu au domicile seraient plus souvent sous-dénombrés que ceux survenus à d'autres endroits.

Il importe de souligner ici que l'information présentée au tableau 41 révèle des données manquantes "inconnues" pour les causes de décès (6,7%) et pour le lieu de décès (5,6% auquel s'ajoute, dans le cas des hôpitaux, la mention "hôpital" seulement). Notre hypothèse, en excluant ces données des calculs, est que ces données manquantes se répartissent au prorata des informations connues, ce qui est loin d'être sûr. Cependant, on peut penser que l'information manquante relativement à la cause de décès ne concerne pas systématiquement les traumatismes puisque 68,8% des décès dont la cause est inconnue sont des décès de personnes âgées de 65 ans et plus (groupe d'âges le moins susceptible de décéder par traumatismes). Par contre, l'imprécision est beaucoup plus grande en ce qui concerne le lieu de décès. D'une part, la couverture des décès de chaque hôpital, présentée au tableau 41, doit être regardée en considérant que le nom de l'hôpital est inconnu pour 9,1% des décès survenus à l'hôpital, et qu'une plus faible couverture des décès dans un hôpital en particulier est tout à fait possible. D'autre part, le tableau 31 présenté en partie 2 montre que les "inconnues" pour le lieu de décès se répartissent sensiblement dans les mêmes proportions que les décès selon l'âge, ce qui ne permet pas, encore là, d'exclure la possibilité d'un biais systématique.

A partir du tableau 41, on peut donc entrevoir la possibilité d'un sous-dénombrement systématique relativement à certaines années de décès (1987 et 1988), au village de Mistissini, aux traumatismes comme cause de décès et, peut-être aussi, au domicile comme lieu de décès. Il s'agit toutefois d'hypothèses plutôt que de conclusions fermes. Une autre façon d'évaluer s'il s'agit de biais systématique est d'examiner la régularité du phénomène, à savoir s'il se produit constamment d'une année à l'autre. Le tableau 42 présente le profil du sous-dénombrement d'année en année pour les trois caractéristiques pressenties comme pouvant faire l'objet de biais systématique (l'année de décès étant forcément exclue).


1987-1992

Tableau 44

Sous-dénombrement des données du MSSS pour certaines caractéristiques, pour toute la période 1987-1992 et selon l'année de décès


VARIABLES

Décès totaux

(3 sources)

MSSS % de décès enregistrés par le MSSS selon l'année

VARIABLES

Décès totaux

(3 sources)

% de décès

enregistrés

Nombre de décès

manquants

1987 1988 1989 1990 1991 1992

U E U D E RÉSIDENCE

Mistissini 36 50,0 18 50.0 25,0 60,0 66,7 50,0 57,1

CAUSE OE DÉCÈS

Traumatisme 49 69,4 15 36,4 50,0 60,0 100,0 83,3 80,0

UEU DE DÉCÈS

Domicile 37 73.0 10 37,5 60,0 100,0 100,0 50,0 85,7

Au tableau 42, on voit clairement le sous-dénombrement récursif des résidants de Mistissini. Par contre, la couverture des décès par traumatismes semble s'être améliorée au fil des ans, un peu à la manière de l'amélioration du dénombrement global annuel. Quant au dénombrement des décès ayant eu lieu au domicile, peut-être y a-t-il également eu amélioration, mais il est difficile de trancher.

Le village de Mistissini apparaît comme étant le seul point sur lequel on peut raisonnable-ment affirmer qu'il y a sous-dénombrement systématique de la part du MSSS. De plus, en dernière instance, nous avons également examiné si le sous-dénombrement plus marqué pour certaines années, pour les décès par traumatismes et pour ceux ayant eu lieu au domicile, ne serait pas tout simplement lié au sous-dénombrement de Mistissini, et il n'en est rien.

3.1.2 Sur-dénombrement des décès

Parmi les 211 décès fournis par le MSSS, 22 ont dû être rejetés (tableau 39). Essentiellement, il s'agit de décès de personnes non cries ayant été faussement attribués à la région crie de la Baie James (RSS 18) comme on peut le voir au tableau 43.


Tableau 43

Décès fournis par le MSSS ayant été rejetés selon la raison du rejet 1987-1992

RAISON Nombre Pourcentage

Inuit censés résider à Whapmagoostui 10 45,5

Inuit censés résider dans d'autres villages 3 13,6

Personnes non autochtones 3 13,6

Cris, résidant hors territoire 4 18,2

Cris, double enregistrement 2 9,1

TOTAL 22 100,0

Le rejet des Inuit dont le lieu de résidence indiqué par le MSSS est Whapmagoostui (ou Poste-de-la-Baleine) découle d'une part de l'angle d'analyse que nous avons choisi, à savoir que les résidants inuit de ce village partagé entre Cris et Inuit, ont leur propre service de santé dans le village et que par conséquent, il ne font pas partie de la population de la RSS 18 mais de celle de la RSS 17. D'autre part, le rejet de ces Inuit se fonde également sur la prémisse que la codification de ce village par le MSSS pose sans doute problème en ce sens que l'appellation anglaise de cette localité "Great Whale" est utilisée tout autant par les Cris que par les Inuit.

Les quelques Inuit identifiés à d'autres villages de la RSS 18 et les personnes non autochtones étaient, après vérification auprès des responsables dans les villages, inconnus dans ces localités.

Quatre enregistrements de décès de Cris ont été rejetés parce qu'ils résidaient en fait en dehors du tërritoire de la RSS 18.

Les 2 décès de Cris ayant fait l'objet d'un double enregistrement par le MSSS étaient tous deux des décès par traumatismes.

Enfin, les décès surnuméraires fournis par le MSSS ne présentent pas de concentration particulière selon l'année de décès, l'âge, le sexe, la cause et le lieu de décès. Il semble donc que l'attribution de ces décès à la RSS 18 ait un caractère aléatoire, exception faite des décès d'Inuit identifiés comme résidants de Whapmagoostui.


1987-1992

3.1.3 Conclusion

En définitive, il apparaît que 51 décès étaient manquants dans les données du MSSS, alors que 22 autres étaient surnuméraires. Dans les deux cas, le noeud du problème semble surtout attribuable à un village en particulier. Le sous-dénombrement concerne surtout Mistissini alors que le sur-dénombrement s'observe principalement à Whapmagoo-stui. En fait, pour Whapmagoostui, la résultante pour la période 1987-1992 est 4 décès manquants et 11 décès en trop. Face à ces deux constats, quelles mesures peut-on proposer?

A- Sous-dénombrement

On peut faire l'hypothèse qu'une partie du sous-dénombrement constaté à Mistissini résulte de l'appellation même de la municipalité qui, rappelons-le, est Mistassini dans le cadre du MSSS. Le nom de cette municipalité est dès lors identique à une autre située dans la région du Lac Saint-Jean (RSS 02).

Une mesure à envisager, et qui serait sans doute réalisable à peu de frais par le MSSS, serait de procéder pour les municipalités de Mistissini (codes municipaux: 99030 et 99804) et de Mistassini (code municipal: 92020) comme il le fait pour les municipalités appartenant à plusieurs CLSC. En effet, le code postal de Mistissini (GOW 1C0)32 et de Mistassini au Lac Saint-Jean (GOW 2C0) étant différent (MSSS, 1994), un tri effectué sur le code postal pourrait permettre de départager les résidants de la RSS 18 de ceux de la RSS 02.

Évidemment, cette mesure n'est possible que si les codes postaux sont inscrits, et correctement inscrits, sur la majorité des formulaires de décès (SP-3). Or, dans le Registre de population en 1991 et 1992, il n'y a pas de valeur inconnue pour ie code postal (Joe et Lachapelle, 1994). Cependant, cela ne signifie pas nécessairement que le code postal de la personne décédée était inscrit sur tous les formulaires; le Bureau de la statistique du Québec (BSQ) procède en effet à des attributions pour remplacer les valeurs manquantes au code postal (et au code municipal). Ainsi, s'il n'y a pas l'adresse de la personne décédée sur le formulaire de décès, le codeur inscrit le code postal (et le code municipal) du centre hospitalier ou du médecin, ou encore celui du directeur des funérailles (Joe et Lachapelle, 1994). Par ailleurs, si l'adresse est mentionnée et non le code postal sur le formulaire SP-3, le BSQ attribuera une valeur au code postal en utilisant les autres renseignements du formulaire (en l'occurrence ici, l'adresse). Or, si comme on le croit, une partie du problème vient du fait que Mistissini (RSS 18) se voit parfois attribué le code municipal de Mistassini (RSS 02), le code postal sera alors codé en conséquence et non utile à notre propos.

32 Dans le Répertoire des codes postaux du Canada, édition 1992, Mistissini apparaît à la désignation "Baie du Poste" et Mistassini (Lac Saint-Jean) à "Mistassini".


Aussi, conjointement à une demande de tri par code postal pour les municipalités de Mistissini et de Mistassini qui serait adressée au MSSS, il serait souhaitable d'aviser les déclarants des décès de Mistissini de prendre soin d'inscrire le code postal sur toutes les déclarations de décès. Compte tenu des informations dont on dispose, il serait aussi indiqué d'informer les médecins de l'hôpital de Chibougamau (RSS 10) et le personnel de la clinique de Mistissini.

B- Sur-dénombrement

Le sur-dénombrement des décès à Whapmagoostui découle probablement en partie de l'appellation anglaise de cette localité, soit "Great Whale", désignation qui est utilisée autant par les Cris de Whapmagoostui ou de Poste-de-la-Baleine que par les Inuit de Kuujjuarapik (le nom de cette municipalité pour les Inuit).

Selon les informations prises auprès du BSQ33, il apparaît que lorsque "Great Whale" est inscrit sur les formulaires de décès, la procédure adoptée consiste à considérer s'il y a inscription de la langue. Si la langue crie est indiquée, on attribue le décès à Whapmagoostui, si c'est la langue inuit, on l'attribue à Kuujjuarapik. Si la langue indiquée n'est pas "crie" ou "inuit" ou si aucune inscription n'apparaît, il n'y a pas de procédure claire, parfois "Great Whale" est traduit en Poste-de-la-Baleine et par là donc, le décès est attribué à la RSS 18. Compte tenu de cette confusion entourant les décès de Whapmagoostui et de Kuujjuarapik, nous avons fait parvenir une note au BSQ leur demandant d'accorder une attention spéciale à ce problème.

En outre, pour départager les résidants cris de Whapmagoostui ou de Poste-de-la-Baleine (RSS 18) des résidants inuit de Kuujjuarapik (RSS 17), on ne peut proposer de faire un tri en fonction du code postal comme précédemment, puisque c'est le même code postal pour le village cri et pour le village inuit. Il faut donc essayer d'améliorer la qualité des informations colligées à la source. Pour ce, il serait sans doute préférable de demander la collaboration de la RSS 17.

Il faut voir que, parmi les décès d'Inuit faussement attribués à Whapmagoostui (et à la RSS 18), la moitié a été constatée au Centre hospitalier Saint-Sauveur de Val d'Or (RSS 08), et l'autre moitié au Centre hospitalier de la Baie d'Hudson (RSS 17).

Aussi, en collaboration avec la RSS 17, il serait souhaitable d'aviser ces deux établissements de l'existence du problème et de leur demander d'accorder une attention particulière à l'inscription de l'adresse des ressortissants de Kuujjuarapik sur les formulaires de décès: soit en indiquant clairement la langue des personnes décédées et en évitant autant que possible l'utilisation de l'appellation "Great Whale".

33 Madame Shirley Joe, Direction des statistiques socio-démographiques, Bureau de la statistique du Québec.


1987-1992

3.2 Couverture des décès par les autres sources < *

Comme on l'a vu précédemment (tableau 1, page 12), sur les 240 décès survenus dans la région crie de la Baie James durant la période 1987-1992, la compilation effectuée au Module de santé publique-région crie (MSP) en rapportait 201 pour une couverture de 83,8%, et le Registre des Autochtones bénéficiaires de la Convention de la Baie James et du Nord québécois (RAB) en indiquait 208, soit 86,7% de tous les décès. Si l'on ne considère que les décès de personnes d'origine crie, la couverture des décès s'établit à 86,3% pour le MSP et à 89,3% pour le RAB.

Bien que ni l'une ni l'autre de ces deux sources n'aient rapporté des décès de personnes non cries, nous allons néanmoins examiner leur couverture des décès par rapport aux décès totaux, l'objectif étant ici d'examiner la capacité de ces deux sources de rendre compte de l'ensemble des décès de la région plutôt que d'évaluer leur valeur comme telle en tant que source de données.

Nous bornerons notre analyse à deux aspects seulement de la couverture des décès par ces sources, soit selon l'année de décès et le lieu de résidence. Le tableau 44 présente ces résultats. Ce qui ressort alors, c'est la complémentarité des sources de données. Particulièrement au vu de la couverture des décès selon le lieu de résidence, on constate en effet que si le MSP apparaît plutôt déficient en regard de Chisasibi, l'information est cependant récupérée par le RAB. De même, si le RAB fait montre d'une piètre couverture des décès de Waskaganish et de Whapmagoostui, l'information provenant du MSP pour ces villages est fort bonne. On voit également que les deux sources, contrairement au MSSS, fournissent une bonne couverture des décès de Mistissini.

Selon l'année de décès, on constate que les deux plus mauvaises années de couverture des décès par le MSSS, soit les années 1987 et 1988, sont récupérées par l'information provenant des deux autres sources de données. Par ailleurs, c'est le MSSS qui, en 1992, assure la meilleure couverture des décès de la RSS 18.


Tableau 44

Couverture des décès totaux selon l'année et le lieu de résidence par MSP1 et RAB2

Villages cris de la Baie James (RSS 18), 1987-1992

Décès Pourcentage de décès totaux rapportés (%)

(3 sources) MSP RAB VARIABLES

(3 sources) MSP RAB

ANNÉE OE DÉCÈS

1987 42 95,2 88,1 1988 34 62,4 94,1 1989 46 80,4 91,3 1990 34 79,4 76,5 1991 34 85,3 94,1 1992 50 80,0 78,0

LIEU DE RÉSIDENCE

Waswanipi 40 87,5 82,5 Mistissini 38 69,5 89,5 Eastmain 22 95,5 90,9 Wemindji 25 100,0 100,0 Waskaganish 28 96,4 78,6 Chisasibi 62 58,1 87,1 Nemiscau 12 83,3 100,0 Whapmagoostui 13 100,0 61,5

; TOTAL

240 83,8 86,7

Notes: 1 Compilation effectuée par le Module de santé publique-région crie 2 Registre des Autochtones bénéficiaires de la Convention de la Baie James

La conclusion qui se dégage de cet examen de la couverture des décès par les diverses sources de données est donc que, pour la période 1987-1992, seule une compilation des décès provenant de plusieurs sources pouvait réellement rendre compte adéquatement des décès survenus au sein de la population des huit villages cris de la Baie James.


1987-1992

3.3 Couverture des décès pour la période 1087-1992 comparativement à la période précédente *

Comme l'étude de mortalité de la période précédente (Courteau, 1989) ne concernait que la population crie des huit villages cris de la Baie James, nous comparerons la couverture des décès pour les deux périodes en considérant la population crie seulement. Ainsi, par rapport à la période 1982-1985, la couverture des décès par le MSSS se serait très légèrement accrue, alors que celle assurée par le MSP aurait diminué passablement, comme on peut le voir au tableau 45.

Tableau 45

Couverture des décès selon la période et la source de données Population crie, RSS 18, 1982-1985 et 1987-1992

SOURCE

PÉRIODE

Décès totaux

(3 sources)

Pourcentage de décès rapportés (%) (nombre) SOURCE

PÉRIODE

Décès totaux

(3 sources) MSSS2 MSP3 RAB4

1982-1985 135 76,3 (103)

97,8 (132) (3)5

1987-1992 233 1 78,1 (182)

86,3 (201)

89,3 (208)

Notes: 1 Source: Courteau, 1989, appendix 2, p.92. La période de couverture est relevée pour 1982-1985 seulement même si l'étude couvre la période 1982r1986, car pour 1986, l'information du MSSS n'était pas disponible et n'a donc pas été utilisée.

2 Registre de population provenant du MSSS 3 Compilation effectuée par le Module de santé publique-région crie 4 Registre des Autochtones bénéficiaires de la Convention de la Baie James et du Nord québécois 5 Nombre de décès identifiés uniquement par le RAB; total des décès rapportés non présenté.


RÉFÉRENCES BIBLIOGRAPHIQUES

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1987-1992

!

i

i

ANNEXES

ANNEXE A.1

Estimation de la population au 1*r janvier 1990 selon le sexe et l'âge

Villages cris de la Baie James (RSS 18)

AGE/SEXE MASCULIN FÉMININ SEXES RÉUNIS

Moins de 1 an 135 101 236

1-4 477 481 958

5-9 577 567 1144

10-14 586 554 1140

15-19 620 619 1239

20-24 509 463 972

25-29 432 461 893

30-34 324 346 670

35-39 252 251 503

40-44 218 229 447

45-49 146 191 337

50-54 129 135 264

55-59 93 84 177

60-64 84 72 156

65-69 81 82 163

70-74 62 60 122

75ans+ 77 69 146

TOTAL 4802 4765 9567

Sources: Registre des Autochtones bénéficiaires de ia Convention de ia Baie James et du Nord québécois; Recensements du Canada de 1986 et 1991.

ANNEXE A.2

Estimation de la population au 1tor janvier 1990 selon l'origine ethnique, sexes réunis

Villages cris de la Baie James

ORIGINE ETHNIQUE/

AGE

AUTOCHTONE NON AUTOCH-

TONE TOTAL

ORIGINE ETHNIQUE/

AGE CRIS INUIT

NON AUTOCH-

TONE TOTAL

Moins de 1 an 230 2 4 236

1-4 940 4 14 958

5-9 1124 5 15 1144

1,0-14 1128 4 8 1140

15-19 1228 7 4 1239

20-24 968 4 0 972

25-29 803 9 81 893

30-34 593 3 74 670

35-39 447 3 53 503

40-44 405 2 40 447

45-49 303 1 33 337

50-54 262 1 1 264

55-59 175 2 0 177

60-64 155 1 0 156

65-69 161 2 0 163

70-74 121 1 0 122

75ans+ 146 0 0 146

TOTAL 9189 51 327 9567

Sources: Registre des Autochtones bénéficiaires de ta Convention de la Baie James et du Nord québécois; Recensements du Canada de 1986 et 1991.

ANNEXE A.3 Méthode d'estimation de la population non autochtone

A partir de: Population totale1 et population ayant des origines autochtones1,2 selon l'origine ethnique Villages cris de la Baie James, 1991

MUNICIPALITÉ Population visée

Effectifs totaux pop. visée

Autochtone Or unique (nombre)

Autre Or unique (nombre)

Multiples origines

(nombre)

Population non autochtone estimée4

(1) Origines multiples (A-B)= (2)

Total

(1)+(2) Chisasibi TR Totale1 2 295 2 005 145 140 (A) 20 165 Chisasibi TR

Autochtone2 2 125 2 0053 120 (B)

Eastmain TR Totale 445 415 15 10(A) 0 15 Eastmain TR

Autochtone 425 415 10(B)

Nemiscau TR Totale 465 440 10 0(A) 0 10 Nemiscau TR

Autochtone 445 440 (B) Waskaganish TR Totale 1 345 1 270 40 25(A) 10 50 Waskaganish TR

Autochtone 1 285 1 270 15(B)

Waswanipi VC Totale 200 185 10 10(A) 0 10 Waswanipi VC


Wemindji TR Totale 920 875 10 25(A) 10 20 Wemindji TR


Whapmagoostui TR Totale 510 490 0 15(A) 5 5 Whapmagoostui TR


Sources: Recensement du Canada de 1991, n° 95-326 au catalogue; Recensement du Canada de 1991, n° 94-326 au catalogue. Notes: 1 Excluant les pensionnaires d'un établissement institutionnel.

2 Personnes ayant indiqué au moins une origine autochtone, c'est-à-dire Indien de l'Amérique du Nord, Métis ou Inuit, et/ou ayant déclaré être un-e lndien-ne inscrit-e en vertu de la Loi sur les Indiens du Canada

3 Pour Chisasibi, les personnes ayant une origine autochtone unique se répartissent comme suit: Indiens de l'Amérique du Nord (1970), Métis (10), Inuit (25). Pour les autres localités, ces personnes sont "Indien de l'Amérique du Nord" seulement.

4 II s'agit bien d'une estimation, compte tenu de l'arrondissement aléatoire des données de recensement.

ANNEXE B.4087.1 : Décès selon l'âge et la cause, Villages cris de la Baie James, 1987-1992

Population visée par les statistiques sur les décès des Indiens du Canada en 1991

Dans les provinces atlantiques et l'Ontario: Ces régions effectuent la collecte des données pour les Indiens vivant sur les réserves. Les Indiens vivant hors des réserves ne font pas partie des statistiques. Les secteur du Labrador et de Conne River (à Terre-Neuve) sont également exclus.

Au Québec: La région fait la collecte des données pour les Indiens vivant dans 22 des 56 communautés indiennes et inuit du Québec. Les personnes vivant hors des réserves sont exclues, comme le sont les membres des communautés qui reçoivent des services de santé principalement de source provinciale et les membres des communautés visées par la Convention de la baie James et du Nord québécois.

Au Manitoba, en Saskatchewan, en Alberta et au Yukon: Les données englobent tous les Indiens inscrits, vivant sur les réserves ou à l'extérieur de celles-ci.

Dans la région du Pacifique (Colombie-Britannique): Les données englobent tous les Indiens inscrits, vivant sur les réserves ou à l'extérieur de celles-ci.

Les territoires du Nord-Ouest (T.N.O.) sont exclus.


TABLE DE MORTALITÉ de la population des huit villages cris de la Baie James

1987-1992 Sexes réunis et pour chaque sexe

Légende: x Pop Effectifs de population

(pour les moins d'un an: naissances vivantes annuelles moyennes)

Déc Nombre de décès observés M Taux de mortalité

(pour les moins d'un an: taux de mortalité infantile) Q Quotient de mortalité Sx Survivants de la table à l'âge x D Décès de la table L Personnes-années vécues T Cumul des personnes-années vécues Ex Espérance de vie à l'âge x

Sexes réunis

X Pop Déc M Q Sx D L T Ex 0 272 18 0,011023 0,011023 100000 1102 99008 7421417 74,21 1 956 7 0,001218 0,004859 96898 481 394630 7322409 74,04 5 1144 5 0,000728 0,003636 98417 358 491191 6927779 70,39

10 1140 4 0,000585 0,002920 98059 286 489581 6436588 65,64 15 1239 13 0,001749 0,008706 97773 851 486737 5947007 60,82 20 972 11 0,001886 0,009386 96922 910 482335 5460270 56,34 25 693 7 0,001306 0,006511 96012 625 478498 4977935 51,85 30 670 7 0,001741 0,008669 95387 827 474868 4499437 47,17 35 503 4 0,001325 0,006605 94560 625 471239 4024569 42,56 40 447 9 0,003356 0,016639 93935 1563 465770 3553330 37,83 45 337 3 0,001484 0,007391 92373 683 460156 3087560 33,42 50 264 10 0,006313 0,031075 91690 2849 451326 2627404 28,66 55 177 7 0,006591 0,032422 88841 2880 437001 2176078 24,49 60 156 12 0,012821 0,062112 85960 5339 416453 1739077 20,23 65 163 21 0,021472 0,101892 80621 8215 382568 1322624 16,41 70 122 28 0,038251 0,174564 72406 12640 330433 940056 12,98 75 146 74 0,084475 1,000000 59767 59767 609623 609623 10,20

TABLE DE MORTALITÉ (suite)

Sexe masculin

x Pop Déc M Q Sx D L T Ex

0 140 11 0,013142 0,013142 100000 1314 98817 7129574 71,30 1 477 3 0,001048 0,004184 98686 413 393917 7030757 71,24 5 577 2 0,000578 0,002884 98273 283 490656 6636840 67,53

10 586 4 0,001138 0,005672 97989 556 488558 6146184 62,72 15 620 7 0,001882 0,009365 97434 912 484887 5657626 58,07 20 509 9 0,002947 0,014627 96521 1412 479076 5172739 53,59 25 432 5 0,001929 0,009599 95109 913 473265 4693663 49,35 30 324 6 0,003086 0,015314 94196 1443 467376 4220398 44,80 35 252 4 0,002646 0,013141 92754 1219 460723 3753022 40,46 40 218 6 0,004587 0,022676 91535 2076 452486 3292299 35,97 45 146 3 0,003425 0,016978 89459 1519 443500 2839813 31,74 50 129 6 0,007752 0,038023 87941 3344 431344 2396313 27,25 55 93 2 0,003584 0,017762 84597 1503 419228 1964969 23,23 60 84 7 0,013869 0,067114 83094 5577 401529 1545741 18,60 65 81 13 0,026749 0,125362 77517 9718 363293 1144212 14,76 70 62 18 0,048387 0,215827 67800 14633 302416 760919 11,52 75 77 38 0,082251 1,000000 53167 53167 478503 478503 9,00

Sexe féminin

X Pop Déc M Q Sx D L T Ex

0 133 7 0,008794 0,008794 100000 879 99209 7711048 77,11 1 481 4 0,001386 0,005529 99121 548 395386 7611839 76,79 5 567 3 0,000882 0,004399 98573 434 491779 7216453 73,21

10 554 0 0,000000 0,000000 98139 0 490695 6724674 66,52 15 619 6 0,001616 0,008045 96139 790 488721 6233979 63,52 20 463 2 0,000720 0,003593 97349 350 485872 5745258 59,02 25 461 2 0,000723 0,003609 97000 350 484123 5259386 54,22 30 346 1 0,000482 0,002406 96650 232 462666 4775263 49,41 35 251 0 0,000000 0,000000 96417 0 482085 4292597 44,52 40 229 3 0,002183 0,010858 96417 1047 479468 3610512 39,52 45 191 0 0,000000 0,000000 95370 0 476851 3331044 34,93 50 135 4 0,004938 0,024390 95370 2326 471036 2854193 29,93 55 84 5 0,009921 0,048403 93044 4504 453961 2383157 25,61 60 72 5 0,011574 0,056243 88540 4980 430253 1929196 21,79 65 82 8 0,016260 0,078125 83561 6528 401483 1498943 17,94 70 60 10 0,027778 0,129870 77033 10004 360152 1097460 14,25 75 69 36 0,086957 1,000000 67028 67028 737308 737308 11,00

ANNEXE A.1

Naissances vivantes et décès dans la première année de vie Région crie de ta Baie James (RSS 18) et sous-régions, 1987-1992

SOUS-RÉGION VILLAGES CÔTIERS

VILLAGES INTÉRIEURS

RSS 18

NAISSANCES VIVANTES

Totales 1029 604 1633

Cries 1009 592 1601

MORTINAISSANCES1

n.d. n.d. 9

DÉCÈS1

0-6 jours 1 1 2

7-28 jours 3 0 3

29-364 jours 8 5 13

Total 12 6 . 18

Sources: Naissances: compilation effectuée au Module de santé publique-région crie Mortinaissances: MSSS, Service de l'infocentre, application NVMI, avril 1994.

Notes: n.d.: Information non disponible. 1 Tous les décès sont des décès d'enfants d'origine crie, nous faisons donc l'hypothèse qu'il en

est de même pour les mortinaissances.

ANNEXE A.2


Population crie des huit villages cris de la Baie James (RSS 18), 1975-1981, 1982-1986, 1987-1992

PÉRIODE TAUX DE MORTALITÉ (pour 1000 naissances)

Périnatale Néonatale Post- Infantile néonatale

1975-19811 9.6 8,0 29,0 37,0

1982-19861 6,8 2,6 14,6 17,2 (période de 5 ans) (8) (3) (17) (20)

1987-1992 6,8 3,1 8,1 11.2 (période de 6 ans) (11) (5) (13) (18)

Source: 1 Courteau, 1989 Note: Entre parenthèses, nombre de décès observés (informations non disponibles pour 1975-1981).

Pour 1982-1986, le nombre de naissances vivantes est de 1165, et de naissances totales, de 1170.

ANNEXE A.3

Taux de mortalité par âge (pour 10 000 personnes)

Villages cris de la Baie James, 1982-1986 et 1987-1992.

AGE 1982-19861

(période de 5 ans) 1987-1992

(période de 6 ans)

Moins de 1 an2 171,7 (20)3

" 110,2 (18)

1-4 ans 40,0 (10)

12,2* (7)

5-14 ans 6,1 (7)

6,6 (9)

15-24 ans 15,3 (14)

18,1 (24)

25-44 ans 16,3 (15)

17,9 (27)

45-64 ans 83,1 (34)

57,1 (32)

65-74 ans 175,8 (24)

286,5' (49)

75 ans et + 844,4 (57) .

844,7 (74)

TOTAL 45,7 (181)

41,8 (240)

Sources: 1 Courteau, 1989. Notes: 2 Taux de mortalité infantile.

3 Entre parenthèses, nombre de décès observés. * L'astérisque indique une différence significative entre 1987-1992 et 1982-1986.

ANNEXE E.1

Classification internationale des maladies, 9" révision (codes CIM-9)

1. Maladies infectieuses et parasitaires (001-139) 2. Tumeurs (140-239) 3. Maladies endocriniennes, de la nutrition et du métabolisme et troubles

immunitaires (249-279) 4. Maladies du sang et des organes hématopoïétiques (2B0-289) 5. Troubles mentaux (290 - 319) 6. Maladies du système nerveux et des organes des sens (320-389) 7. Maladies de l'appareil circulatoire (390-459) 8. Maladies de l'appareil respiratoire (460-519) 9. Maladies de l'appareil digestif (520-579) 10. Maladies des organes génito-urinaires (580-629) 11. Complications de la grossesse, de l'accouchement et des suites de couches (630-

676) 12. Maladies de la peau et du tissu cellulaire sous-cutané (680-709) 13. Maladies du système ostéo-articulaire, des muscles et du tissu conjonctif (710-739) 14. Anomalies congénitales (740-759) 15. Certaines affections dont l'origine se situe dans la période périnatale (760-779) 16. Symptômes, signes et états morbides mal définis (780-799) 17. Lésions traumatiques et empoisonnements (800-999)

Source: OMS (1977).

i

ANNEXE A.2

Nombre de décès selon la cause Villages cris de la Baie James, 1982-1966, 1987-1992

CAUSE 1962-19861

(période de 5 ans) 1987-1992

(période de 6 ans)

1 - Mal. infectieuses et parasitaires 5 2

2 - Tumeurs 31 42

3 - Mal. endocr., de la nutrition et métabolisme et troubles immunitaires

6 5

4 - Mal. sang et organes hématopolétiques

1 1

5 - Troubles mentaux 1 0

6 - Mal. système nerveux et organes des sens 7 7

7 - Mal. appareil circulatoire 37 63

8 - Mal. appareil respiratoire 20 24

9 - Mal. appareil digestif 6 7

10 - Mal. organes génito-urinaires 6 7

11 - Complications grossesse, accouchement et suites de couches

0 1

12 - Mal. peau et tissu cellulaire sous-cutané 1 0

13 - Mal. système ostéo-articulaire, muscles et tissu conjonctif 0 1

14 - Anomalies congénitales 3 4

15 - Certaines affections originant période périnatale 2 6

16 - Symptômes, signes et états morbides mal définis 5 2

17 - Lésions traumatiques et empoisonnements 36 52

18 - Inconnue 14 16

TOTAL 181 240

Source: 1 Courteau, 1969 (pour la période 1982-1986).

ANNEXE E.3

Indice comparatif de mortalité (ICM) par sexe selon la cause de décès RSS 18,1987-1992 (mortalité de référence: Québec, 19901)

SEXE/ FEMMES HOMMES CAUSE

1 - Mal. infectieuses et parasitaires 1,50 0,37 (0,15 - 8,42) (0,04 - 2,09)

2 - Tumeurs 0,65 0,81 (0,34-1,11) (0,54-1,17)

3 - Mal. endocr., nutrition et métabol. 1,62 0,29 et troubles immunitaires (0,41 - 4,13) (0,03 - 1,60)

4 - Mal. sang et organes 2,47 0,00 hématopoïétiques (0,25 - 13,62) (0,00 - 8,95)

5 - Troubles mentaux 0,00 0,00 (0,00 - 4,05) (0,00 - 2,61)

6 - Mal. système nerveux et organes 0,86 1,69 des sens (0,09-3,11) (0,54 - 3,95)

7 - Mal. appareil circulatoire 1,08 0,88 (0,70-1,60) (0,62-1,21)

8 - Mal. appareil respiratoire 2,38* 1,29 (1,12-4,37) (0,71 -2,16)

9 - Mal. appareil digestif 1,78 0,74 (0,45 - 4,55) (0,15-2,18)

10 - Mal. organes génito-urinaires 4,45* 1,32 (1,42-10,41) (0,13-4,77)

11 - Complications grossesse, 63,80* accouchement et suites de couches (6,38 - 357,27)

12 - Mal. peau et tissu cellulaire sous- 0,00 0,00 cutané (0,00 - 64,32) (0,00- 116,44)

13 - Mal système ostéo-articulaire, 0,00 3,62 muscles et tissu conjonctif (0,00 - 12,50) (0,36 - 20,28)

14 - Anomalies congénitales 1,65 0,41 (0,33 - 4,83) (0,04 - 2,30)

15 - Certaines affections originant 2,13 1,02 période périnatale (0,43 - 6,24) (0,20 - 2,99)

16 - Symptômes, signes et états 2,87 0,00 morbides mal définis (0,29 - 10,32) (0,00 - 2,64)

17 - Lésions traumatiques et 2,32" 2,03" empoisonnements (1,28-3,90) (1,43 - 2,79)

Sources:1 MSSS, 1993 et fichier des décès (MSSS). Note: * L'astérisque indique une différence significative par rapport à la mortalité du Québec en 1990.


CAUSE/ AGE 10-1 11-4 15-14 115-24 125-44 145-64 165-74 175 + I + + +- + + + i i |

TOTAL %

1 H infectieuses

2 Tumeurs

3 M endocriniennes

4 H du sang

6 M syst nerveux

7 M app circulatoi

| 1 1 2 0.8

1 H infectieuses

2 Tumeurs

3 M endocriniennes

4 H du sang

6 M syst nerveux

7 M app circulatoi

1 2 10 16 | 13 42 17.5

•

5 2.1

1 H infectieuses

2 Tumeurs

3 M endocriniennes

4 H du sang

6 M syst nerveux

7 M app circulatoi

1 4

42 17.5

•

5 2.1

1 H infectieuses

2 Tumeurs

3 M endocriniennes

4 H du sang

6 M syst nerveux

7 M app circulatoi

| 1 1 0.4

•

7 2.9

1 H infectieuses

2 Tumeurs

3 M endocriniennes

4 H du sang

6 M syst nerveux

7 M app circulatoi

5 1 1 1 | 1

1 0.4

•

7 2.9

1 H infectieuses

2 Tumeurs

3 M endocriniennes

4 H du sang

6 M syst nerveux

7 M app circulatoi 5 13 19 2 6 63

26.3 8 I 1 1

M app respiratoi | | 2 | 2 | I l 1 2 I 15 24 10.0

9 H app digestif

•

10 H org génito-uri

•

11 Complic gross ac

•

13 Syst ostéo-artic

A

2 I 3 7 2.9

•

7 2.9

•

1 0.4

-

1 0.4

-

4 1.7

-

6 2.5

-

2 0.8

-

52 21.7

-

16 6.7

9 H app digestif

•


•

11 Complic gross ac

•


A

1 2 I 3

7 2.9

•

7 2.9

•

1 0.4

-

1 0.4

-

4 1.7

-

6 2.5

-

2 0.8

-

52 21.7

-

16 6.7

9 H app digestif

•


•

11 Complic gross ac

•


A

1

7 2.9

•

7 2.9

•

1 0.4

-

1 0.4

-

4 1.7

-

6 2.5

-

2 0.8

-

52 21.7

-

16 6.7

9 H app digestif

•


•

11 Complic gross ac

•


A

1

! 1

7 2.9

•

7 2.9

•

1 0.4

-

1 0.4

-

4 1.7

-

6 2.5

-

2 0.8

-

52 21.7

-

16 6.7

14 | 2 Anomali congénit

i i 1 1 |

7 2.9

•

7 2.9

•

1 0.4

-

1 0.4

-

4 1.7

-

6 2.5

-

2 0.8

-

52 21.7

-

16 6.7

15 Aff périnatales

-16

Symptôme mal déf H

17 Trauma Empoisonn

H

6

7 2.9

•

7 2.9

•

1 0.4

-

1 0.4

-

4 1.7

-

6 2.5

-

2 0.8

-

52 21.7

-

16 6.7

15 Aff périnatales

-16


17 Trauma Empoisonn

H

2 |

7 2.9

•

7 2.9

•

1 0.4

-

1 0.4

-

4 1.7

-

6 2.5

-

2 0.8

-

52 21.7

-

16 6.7

15 Aff périnatales

-16


17 Trauma Empoisonn

H

7 3 2 2 | 14 4 1 1

7 2.9

•

7 2.9

•

1 0.4

-

1 0.4

-

4 1.7

-

6 2.5

-

2 0.8

-

52 21.7

-

16 6.7

19 I Inconnue |

H TOTAL %

1 2 2 4 7

7 2.9

•

7 2.9

•

1 0.4

-

1 0.4

-

4 1.7

-

6 2.5

-

2 0.8

-

52 21.7

-

16 6.7

19 I Inconnue |

H TOTAL % 18 7 9 24 27 32 49 74

7.5 2.9 3.8 10.0 11.3 13.3 20.4 30.8 240 100.0

ANNEXE E.4.2 : Décès selon l'âge et la cause, sexe masculin; Villages cris de la Baie James, 1987-1992

CAUSE/ AGE

H infectieuses

Tumeurs

0 - 1 11-4 5-14 |15-24 |25-44 |45-64 [65-74 75 +

1

2

3

M endocriniennes 6 M syst nerveux 7

M app circulatoi 8

H app respiratoi 9

M app digestif 10 M org génito-uri 13

Syst ostéo-artic 14

Anomali congénit 15

Aff périnatales 17

Trauma Empoisonn 19 Inconnue

TOTAL %

1

1 | 7 . 11 10 |

1 1

4 1

4 | 6 | 12 16

1 1 1 | 1 | j 1 9

| 1 2

1 . | 1

1 |

1

3

3 3 15 13 3 1

1 2 1 2 2 |

11 7 .6

3 2.1

6 4 . 2

16 1 1 . 1

21 14 .6

18 12.5

31 21.5

38 26.4

TOTAL %

1 0.7

29 20.1

1 0.7

5 3.5

38 26.4

14 9.7

3 2.1

2 1.4

1 0.7

1 0.7 3

2 . 1

38 26.4

8 5.6

144 100 .0

ANNEXE E.4.3 : Décès selon l'âge et la cause, sexe féminin; Villages cris de la Baie James, 1987-1992

CAUSE/ AGE 10-1 11-4 15-14 115-24 125-44 145-64 •+ + + + + +

M infectieuses

8 M app respiratoi

M app digestif 10

M org génito-uri 11 Complic gross ac 14

Anomali congénit 15

Aff périnatales 16

Symptôme mal def 17 Trauma Empoisonn 19

Inconnue TOTAL %

65-74 |75 + | + + 1

i l :

+ + + + 7 4 3 8

7.3 4.2 3.1 8.3

H

2 Tumeurs

•

3 H endocriniennes

•

4 M du sang

•

6 M syst nerveux

•

7 M app circulatoi

1 1 3 5 j 3 H

2 Tumeurs

•

3 H endocriniennes

•

4 M du sang

•

6 M syst nerveux

•

7 M app circulatoi

1 3

H

2 Tumeurs

•

3 H endocriniennes

•

4 M du sang

•

6 M syst nerveux

•

7 M app circulatoi

| 1

H

2 Tumeurs

•

3 H endocriniennes

•

4 M du sang

•

6 M syst nerveux

•

7 M app circulatoi

1 1

H

2 Tumeurs

•

3 H endocriniennes

•

4 M du sang

•

6 M syst nerveux

•

7 M app circulatoi | | 1 | 7 | 7 I 10

6 6.3

14 14.6

18 1 8 . 8

36 37.5

TOTAL %

1 1.0

13 13.5

4 4.2

1 1.0

2 2.1

25 26.0

10 10.4

4 4.2

5 5.2

1 1.0

3 3.1

3 3.1 2

2 . 1 14

14.6 8

8.3 96

100.0

mortalité de la population des huit village s cris de la baie james … · 2012-12-10 · la bai...

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