CAIRN.INFO : Matières à réflexion
« Tout être humain est le résultat d'un père et d’une mère. On peut ne pas les reconnaître, ne pas les aimer, on peut douter d'eux. Mais ils sont là avec leur façon de parler, leurs pensées, probablement l'âge de leur mort, tout cela est passé en nous. »
J.-M. Le Clézio. (L’Africain, 2004).

1 En 2007, la promotion de l’égalité des chances a été mise à l’agenda de l’Union européenne. En France par exemple, cette notion est entendue comme « la possibilité donnée à chaque citoyen - quels que soient ses origines, son sexe, ses croyances ou son mode de vie - de faire valoir ce qu’il est, ce qu’il sait faire, ses mérites afin qu’il soit en mesure de progresser dans la société ». Cet objectif énoncé renvoie ainsi à l’idée que, selon la philosophie de la responsabilité (Dworkin, 1981 ; Arneson, 1989 ; Roemer, 1998), si certaines inégalités résultant des décisions prises par les individus eux-mêmes ne sont pas nécessairement injustes, le sont au contraire les inégalités liées à des circonstances indépendantes de la responsabilité individuelle. Or, si de nombreuses recherches évaluent l’ampleur des inégalités des chances existant dans l’éducation, l’emploi, le logement ou encore dans la distribution des revenus (Thélot, 1982 ; Lefranc et al., 2004), les inégalités des chances existant dans le domaine de la santé restent peu explorées (Dias et Jones, 2007 ; Dias, 2009 ; Trannoy et al., 2009). En fournissant des informations à la fois sur le milieu d’origine, le statut vital des parents de l’enquêté et le cas échéant leur âge au décès, les données de la vague 2004-2005 de l'enquête Share offrent pour la première fois l’opportunité d’évaluer les inégalités des chances en santé liées au déterminisme social et familial sur un échantillon représentatif d’Européens.

2 En effet, la littérature a récemment mis en avant l’influence du milieu social d’origine sur l’état de santé à l’âge adulte (Smith, 1999 ; Goldberg et al., 2002 ; Marmot et Wilkinson, 1999 ; Wadsworth, 1999 ; Power et al., 1998 ; Currie, 2009), cette influence résultant à la fois d’un effet direct sur la santé des conditions de vie dans l’enfance (latency model) (Barker, 1996 ; Wadsworth, 1999) et d’un effet indirect passant par l’influence du milieu d’origine sur les trajectoires de vie ultérieure de l'enfant et notamment son statut socioéconomique (pathway model) (Power et Hertzman, 1997 ; Case et al., 2005). Par ailleurs, une transmission intergénérationnelle de l'état de santé a été démontrée, cette corrélation entre l’état de santé des parents et des enfants s’expliquant non seulement par un patrimoine génétique commun mais aussi par une transmission des comportements liés à la santé (Ahlburg, 1998 ; Cournil et Kirkwood, 2001, Devaux et al., 2008b). Or, comme le milieu social d'origine et l'état de santé des parents constituent des circonstances indépendantes de la responsabilité individuelle, ils paraissent tout désignés pour tester l’existence d'inégalités intergénérationnelles des chances en santé (Dias et Jones, 2007 ; Fleurbaey et Schokkaert, 2009).

3 Cette analyse européenne des inégalités intergénérationnelles des chances en santé repose sur plusieurs modèles probit dichotomiques qui permettent de tester l’influence de la profession de leur père et de leur mère, ainsi que leur longévité, sur l'état de santé perçu des enquêtés, en l’absence puis après contrôle par la situation socioéconomique des descendants. Cette méthode permet alors d’une part d’étudier l’association entre l'origine sociale et familiale et donc de confirmer l’existence d’inégalités des chances en santé en Europe, et d'autre part d’explorer les mécanismes de formation de ces inégalités et notamment de distinguer l'effet direct de l'origine sociale sur la santé à long terme du descendant de son effet indirect passant par la détermination du statut social de ce dernier. Une analyse des interactions entre les pays et le milieu d’origine social et familial permet enfin d’étudier l’hétérogénéité des inégalités des chances en santé en Europe.

4 Les résultats suggèrent l'existence d'importantes inégalités des chances en santé liées au milieu d’origine et à l’état de santé des parents. Ainsi, en Europe, la probabilité de déclarer un bon état de santé augmente graduellement avec le niveau de compétences de l’emploi du père comme de la mère et avec la longévité des parents. Cet effet du milieu social d’origine semble à la fois dû à l’existence d’un effet direct sur l’état de santé à long terme mais aussi à des phénomènes de reproduction sociale. Les résultats suggèrent enfin des spécificités liées aux différences de structure sociale entre pays européens.

5 La première partie de cet article décrit les données, la méthode et les variables de l’analyse. La seconde présente les résultats de cette recherche, et nous concluons dans une dernière section.

Méthodologie : source et outils

? Données

6 Cette étude est réalisée à partir des données de la première vague de l’enquête Share (Survey of Health, Ageing and Retirement in Europe) menée en 2004-2005 (Börsch-Supan et al., 2003). Nourrie de l’expérience américaine de l’enquête HRS (Health and Retirement Survey) et de l’expérience britannique de l’enquête Elsa (English Longitudinal Survey of Ageing), l’enquête Share est une enquête européenne pluridisciplinaire dont le but est de collecter des données représentatives et homogènes au niveau européen sur des thèmes liés à la santé, au vieillissement et à la retraite, auprès de ménages ordinaires dont l’un des membres au moins est âgé de 50 ans et plus. Elle a été conjointement menée dans onze pays européens (Allemagne, Autriche, Belgique, Danemark, Espagne, France, Grèce, Italie, Pays-Bas, Suède et Suisse). Pour la première fois en Europe, elle permet notamment de mettre en relation, à partir d’un échantillon représentatif d’adultes, la santé des répondants avec leur milieu social d’origine, apprécié par la dernière profession de chacun des parents, et le statut vital des parents ou leur âge au décès dans le cas de parents décédés.

7 Afin de pouvoir tester l'influence sur l'état de santé à l'âge adulte du milieu d'origine et de l'état de santé des parents, nous nous intéressons aux individus ayant renseigné leur état de santé perçu, leur profession, la profession de leurs parents [1], le statut vital de leurs parents ou leur âge au décès, le cas échéant. Par ailleurs, les données relatives à la Suisse ont été exclues de l’analyse en raison de la faiblesse de l’effectif (853 individus). Notre étude porte ainsi sur un échantillon de 23 236 Européens âgés de 49 ans et plus (2 506 Allemands, 1542 Autrichiens, 3350 Belges, 1359 Danois, 1956 Espagnols, 2666 Français, 2166 Grecs, 2292 Italiens, 2639 Néerlandais et 2760 Suèdois).

? Variables de l’analyse

La mesure de l’état de santé du descendant et des parents

8 La santé est un processus complexe qu’il est difficile de résumer à partir d’un seul et unique indicateur. Généralement deux grandes classes d’indicateurs se côtoient dans les travaux sur la santé : les indicateurs de mortalité et ceux de morbidité. Dans cette étude, ces deux types d'indicateurs sont utilisés : la santé du descendant est appréciée par un indicateur de morbidité déclarée particulier, la santé perçue, et l'état de santé des parents est apprécié à partir d'un indicateur de mortalité, à savoir leur statut vital et le cas échéant leur âge au décès.

9 L'état de santé perçu est la mesure d'état de santé la plus régulièrement recueillie dans les enquêtes santé européennes réalisées par interviews (Barnay et al., 2006). Il s’agit d’un indicateur subjectif qui reflète à ce titre, non seulement les problèmes de santé dont souffre la personne mais aussi ses normes et attentes en matière de santé ainsi que l’ensemble des informations dont il dispose et donc par là, ses interactions avec les professionnels de santé. Toutefois, il est considéré comme un bon indicateur synthétique de santé en raison de sa capacité à prédire la mortalité (Idler et Benyamini, 1997) et la consommation de soins (DeSalvo et al., 2005).

10 L’indicateur de santé perçue repose sur la question du mini-module proposé par Eurostat – « Diriez-vous que votre état de santé est : très bon, bon, moyen, mauvais, très mauvais ». Nous considérons cet indicateur sous une forme dichotomique, opposant les personnes déclarant avoir un état de santé « bon » ou « très bon » aux personnes ayant mentionné les autres modalités.

11 Dans cet échantillon européen, 62 % des seniors peuvent être considérés comme ayant un état de santé perçu satisfaisant, 45 % ayant déclaré avoir un bon état de santé et 18 % un très bon état de santé (graphique 1). Toutefois, la distribution de l'état de santé perçu diffère largement d'un pays à l'autre. Ainsi, la proportion de personnes déclarant avoir un état de santé bon ou très bon s’échelonne de 50 % en Espagne à 70 % aux Pays-Bas. De même, si en moyenne 28 % des personnes ayant rapporté un état de santé satisfaisant ont déclaré un très bon état de santé, cette proportion varie d’un pays à l’autre, s’échelonnant de 17 % en Italie à 44 % en Suède.

12 Ces différences entre pays peuvent alors refléter des différences « réelles » d’état de santé entre les pays, mais également des différences de déclaration entre pays. Bien que l’existence de biais culturels et sociaux de déclaration soit largement documentée (Bago d'Uva et al., 2006 ; Clark et Vidal, 2007 ; Dourgnon et Lardjane, 2007 ; Devaux et al. 2008a), nous considérerons ici que ceux-ci n’invalident pas l’utilisation de cet indicateur pour notre analyse.

Graphique 1

Proportion de l’échantillon déclarant avoir un bon ou un très bon état de santé perçu selon le pays

figure im1

Proportion de l’échantillon déclarant avoir un bon ou un très bon état de santé perçu selon le pays




Lecture : en Europe, 18 % des personnes enquêtées ont déclaré avoir un très bon état de santé
perçu et 45 % ont déclaré avoir un bon état de santé perçu.
enquête Share, 2004-2005

13 Compte tenu de l'âge de la population de l’enquête Share, la grande majorité des personnes enquêtées ont au moins l'un de leurs parents décédés au moment de l'enquête : seuls 9,7 % des personnes enquêtées ont un père encore vivant et 23,8 % une mère encore vivante. En conséquence, le fait d'avoir un parent encore en vie est utilisé comme une première information sur l'état de santé des parents. L'état de santé des parents décédés au moment de l'enquête est ensuite apprécié à l'aide de leur âge au décès, disponible dans les données. Plus précisément, nous distinguons les parents décédés à un âge inférieur à l’âge médian au décès dans chaque pays des parents décédés à un âge supérieur à cet âge médian. Nous supposons ainsi que l’état de santé d’un parent était d’autant meilleur qu’il a vécu longtemps.

14 On peut là encore noter des différences entre pays dans la proportion d’enquêtés ayant encore au moins l’un de ses parents en vie (graphique 2). Ainsi, la proportion de personnes ayant un père ou une mère encore vivants au moment de l’enquête est particulièrement élevée en France (13 % pour les pères et 30 % pour les mères) et au contraire réduite en Autriche (7 % pour les pères et 19 % pour les mères). Ces différences peuvent en partie s’expliquer par les différences d’espérance de vie aux âges élevés à l’échelle européenne. Toutefois, elles peuvent également être en partie liées à une sélection de la population enquêtée spécifique à chaque pays, en raison notamment des particularités dans les pratiques d’institutionnalisation des personnes âgées.

Graphique 2

Proportion de l’échantillon déclarant avoir des parents encore en vie au moment de l’enquête selon le pays

figure im2

Proportion de l’échantillon déclarant avoir des parents encore en vie au moment de l’enquête selon le pays




Lecture : en Europe, 10 % des personnes enquêtées ont déclaré qu’au moment de l’enquête, ils
avaient un père encore vivant et 24 % une mère encore vivante.
enquête Share, 2004/2005

La mesure du milieu social d’origine

15 Afin d’apprécier le milieu social d’origine, nous disposons dans l’enquête Share de la profession actuelle ou, le plus souvent, de la dernière profession occupée par chacun des parents des personnes enquêtées, codée à l’aide de la classification européenne ISCO (International Standard Classification of Occupations).

16 Cette classification permet de distinguer dix grands groupes construits à partir de la nature des tâches effectuées au sein des métiers et du niveau de compétences requises pour les mener à bien (Elias, 1997). Dans cette analyse, ces derniers sont rassemblés de manière à se rapprocher le plus possible de la classification des Professions et Catégories sociales à un chiffre. Il faut cependant noter que nous ne distinguons pas le groupe des « indépendants » qui est complètement éclaté selon le niveau de compétence entre les différentes classes ISCO. La seconde singularité de notre classification repose sur la subdivision du groupe des ouvriers en non qualifiés et qualifiés qui présentent des états de santé très différents (Mesrine, 1999).

17 Six groupes sont retenus pour les pères. Le premier groupe, appelé par la suite « cadres dirigeants et professions intellectuelles » comprend les « membres de l’exécutif et des corps législatifs, cadres supérieurs de l’administration publique, dirigeants et cadres supérieurs d’entreprise » et les « professions intellectuelles et scientifiques », le second les « professions intermédiaires » et les « forces armées », le troisième les « employés de type administratif » et les « personnels des services et vendeurs de magasin et de marché », le quatrième « les agriculteurs et ouvriers qualifiés de l'agriculture et de la pêche ». Le cinquième groupe, appelé par la suite « artisans et ouvriers qualifiés », regroupe les « artisans et ouvriers des métiers de type artisanal », les « conducteurs d'installations et de machines et ouvriers de l’assemblage », et le dernier les « ouvriers et employés non qualifiés ». Pour les mères, six groupes ont été constitués. Les cinq premiers correspondent aux six groupes précédents, les deux premiers groupes ayant été rassemblés en raison de la faiblesse des effectifs, auxquels s'ajoute un dernier groupe correspondant aux mères au foyer.

18 La plupart des Européens enquêtés avaient un père « artisan ou ouvrier qualifié » (35 %) ou qui travaillait dans l'agriculture (24 %). Seuls 15 % des pères avaient une profession supérieure, c’est-à-dire occupaient un poste de direction ou avaient une profession intellectuelle ou scientifique (graphique 3, page 70). Cependant, la structure professionnelle varie selon le pays. On peut noter en particulier une forte proportion d'emplois non manuels (cadres et professions intellectuelles, professions intermédiaires et forces armées, employés administratifs, personnels des services et vendeurs) au Danemark, en Suède et aux Pays-Bas et une forte proportion d'agriculteurs en Grèce, en Espagne et en Italie.

Graphique 3

Distribution des professions des pères des personnes enquêtées selon le pays

figure im3

Distribution des professions des pères des personnes enquêtées selon le pays




Lecture : en Europe, 15 % des personnes enquêtées avaient un père qui occupait lors de son
dernier emploi une profession de cadre dirigeant ou une profession intellectuelle.
enquête Share, 2004-2005

19 En moyenne, 65 % des enquêtés ont une mère qui était au foyer (graphique 4, page 71). Là encore, la proportion de mères ayant travaillé est très variable d'un pays à l'autre. La proportion de mères au foyer est particulièrement élevée aux Pays-Bas (85 %), en Espagne (84 %), en Italie (74 %) et en Belgique (70 %), alors qu'elle est inférieure à 50 % en France et en Suède. Lorsque les mères étaient actives, elles travaillaient le plus souvent dans l'agriculture, ou étaient « employés administratifs, personnels des services et vendeurs » dans la plupart des pays.

La situation socioéconomique actuelle du descendant

20 Deux dimensions sont retenues pour apprécier la situation socio-économique de l’individu. Nous utilisons tout d'abord le niveau d’éducation, mesuré par le diplôme le plus élevé obtenu en distinguant quatre niveaux : « primaire, certificat d’études », « BEPC, BEP, CAP », « baccalauréat », « aucun diplôme ». L’analyse s’appuie ensuite sur les professions actuelles ou dernièrement occupées par l'enquêté, également codées selon la classification ISCO et réparties en sept groupes, correspondant aux six groupes retenus pour les pères, plus le groupe des personnes au foyer.

Graphique 4

Distribution des professions des mères des personnes enquêtées selon le pays

figure im4

Distribution des professions des mères des personnes enquêtées selon le pays




Lecture : en Europe, 6 % des personnes enquêtées avaient une mère qui occupait lors de son
dernier emploi une profession de cadre dirigeant ou une profession intellectuelle.
enquête Share, 2004-2005

21 À l’échelle européenne, le groupe social le plus important est celui des « cadres et professions intellectuelles », avec 21 % de l'échantillon, suivi de près par les « employés administratifs, personnels des services et vendeurs » et les « artisans et ouvriers qualifiés » (18 %) (graphique 5, page 72). Comme pour la génération précédente, la structure professionnelle varie d'un pays à l'autre et conserve des spécificités nationales comparables. Par exemple, la proportion d'emplois non manuels (cadres et professions intellectuelles, professions intermédiaires et forces armées, employés administratifs, personnels des services et vendeurs) reste particulièrement élevée au Danemark, en Suède et aux Pays-Bas, et la proportion d'agriculteurs est particulièrement importante en Espagne.

Graphique 5

Distribution des professions des personnes enquêtées selon le pays

figure im5

Distribution des professions des personnes enquêtées selon le pays




Lecture : en Europe, 21 % des personnes enquêtées occupent ou occupaient lors de leur dernier
emploi une profession de cadre dirigeant ou une profession intellectuelle.
enquête Share, 2004-2005

? Méthode

22 Cette analyse des inégalités de chances en santé repose sur l’estimation de plusieurs modèles Probit dichotomiques pour étudier les déterminants de la probabilité d’avoir un bon ou un très bon état de santé perçu.

23 Considérons Hi*, l’état de santé latent sous-jacent à la variable dichotomique d’état de santé perçu Hi du descendant i. L’état de santé latent du descendant i est supposé être une fonction de ses caractéristiques sociodémographiques actuelles (telles que son âge, son sexe, son niveau d’éducation et sa profession ainsi que son pays d’origine), de deux types de circonstances qu’il a connues durant son enfance, à savoir son milieu social d’origine et l’état de santé de ses parents, et de caractéristiques inobservées représentées par l’erreur ui, qui est supposée distribuée selon une loi normale centrée réduite.

24 Quatre modèles sont estimés successivement afin d’introduire graduellement les déterminants de l’état de santé et ainsi de tester les deux hypothèses proposées dans la littérature, relatives à l’influence du milieu familial et social d’origine sur l’état de santé : l’hypothèse d’un effet direct du milieu d’origine sur l’état de santé et l’hypothèse d’un effet indirect passant par l’influence du milieu d’origine sur la détermination du statut socioéconomique du descendant.

25 Le premier modèle estime l’effet du milieu social d’origine et l’état de santé des parents du descendant sur la probabilité de déclarer avoir un bon ou très bon état de santé perçu après contrôle par l’âge, le sexe, et le pays d’origine du descendant.

equation im6
(1)

26 Ce premier modèle permet ainsi, à travers la simple association entre l’état de santé perçu du descendant et les caractéristiques de ses ascendants, de mettre en évidence l’existence d’inégalités intergénérationnelles des chances en santé. En effet, toutes les différences dans les opportunités d’état de santé liées à des circonstances indépendantes de la responsabilité du répondant peuvent être interprétées comme des inégalités des chances en santé, quels que soient les mécanismes par lesquels passe cette influence (Lefranc et al., 2004, 2006). En se bornant à étudier l’effet du milieu d’origine et de l’état de santé des parents sur l’espérance conditionnelle d’avoir un bon ou un très bon état de santé perçu, ce diagnostic repose sur une définition plus faible des inégalités des chances que ne l’aurait permis une analyse de dominance stochastique, qui étudie les différences d’opportunité en tout point des distributions conditionnelles d’état de santé (Devaux et al., 2008b). Toutefois, cette approche paramétrique permet d’introduire des variables de contrôle essentielles comme l’âge, le sexe et le pays d’origine.

27 Le niveau d’éducation et la profession du descendant sont ensuite introduits dans le second modèle :

equation im7
(2)

28 La comparaison des résultats des deux premiers modèles permet alors d’apprécier les canaux par lesquels les caractéristiques familiales influencent l’état de santé du descendant. En effet, une réduction de la valeur des paramètres associés aux variables parentales suggérera l’existence d’un effet indirect du milieu d’origine sur la santé passant par l’influence de ces caractéristiques sur la détermination du statut socioéconomique du descendant, alors que le maintien de la valeur des paramètres associés aux variables parentales pourra laisser supposer un effet direct du milieu d’origine sur la santé à long terme.

29 Afin d’étudier l’hétérogénéité des inégalités des chances en santé en Europe, des interactions entre les pays et les circonstances sont ensuite introduites dans les deux premiers modèles. Le modèle 3 correspond ainsi au premier modèle dans lequel sont ajoutées des variables d’interaction et le modèle 4 au second modèle :

equation im8
(3)
(4)

30 Compte tenu du nombre important de pays et de modalités des variables parentales, nous ne présentons ici qu’une sélection des différentes interactions qui ont été testées. Celles-ci ont été retenues à l’issue de l’examen des résultats d’une analyse préliminaire incluant l’ensemble des interactions possibles et des résultats de plusieurs procédures de sélection pas à pas : sélection backward, sélection forward et sélection stepwise.

Résultats

? Analyse des inégalités des chances en santé en Europe

31 Le tableau 1 présente les effets marginaux associés aux circonstances durant l’enfance, à âge, sexe et pays d’origine donnés, en l’absence puis après contrôle par le statut socioéconomique du descendant.

32 Celui-ci met en évidence l’existence d’une association significative avec l’ensemble des circonstances considérées et la probabilité d’avoir un bon état de santé perçu, après contrôle par l’âge, le sexe et le pays d’origine (modèle 1, tableau 1). Nous pouvons donc conclure à l’existence d’inégalités des chances en santé en Europe.

33 La probabilité d’avoir un bon état de santé perçu augmente tout d’abord avec le niveau social d’origine. Ainsi, les individus dont le père était « ouvrier ou employé non qualifié » ont significativement moins de chances d'avoir un bon état de santé perçu que les individus dont le père occupait l’une des autres professions.

Tableau 1

Effets marginaux associés aux déterminants de la probabilité d'avoir un bon état de santé perçu (modèles Probit dichotomiques)

Variables explicatives Effectifs Effet
marginal
P-valeur Effet
marginal
P-valeur
Sexe de l'enquêté
Homme 10 601 0,0530 0,000 0,0439 0,000
Femme 12 635 réf. réf.
Âge de l'enquêté
49-54 4 425 0,3144 0,000 0,2852 0,000
55-59 4 369 0,2821 0,000 0,2544 0,000
60-64 3 909 0,2561 0,000 0,2346 0,000
65-69 3 488 0,2219 0,000 0,2065 0,000
70-74 2 900 0,1661 0,000 0,1584 0,000
75-79 2 115 0,1077 0,000 0,0997 0,000
80-84 1 324 0,0303 0,179 0,0284 0,211
85 et plus 706 réf. réf.
Profession du père
Cadres dirigeants et professions intellectuelles 3 547 0,1171 0,000 0,0522 0,000
Professions intermédiaires et forces armées 1 955 0,1250 0,000 0,0692 0,000
Employés administratifs, personnels
des services et vendeurs
1 860 0,0873 0,000 0,0395 0,012
Agriculteurs 5 478 0,0535 0,000 0,0537 0,000
Artisans et ouvriers qualifiés 8 140 0,0437 0,000 0,0291 0,015
Ouvriers et employés non qualifiés 2 256 réf. réf.
Profession de la mère
Cadres dirigeants, professions intellectuelles
et intermédiaires
1 481 0,0441 0,002 0,0177 0,229
Employés administratifs, personnels des
services et vendeurs
1 808 0,0224 0,092 0,0065 0,627
Agriculteurs 2 130 - 0,0112 0,383 0,0048 0,716
Artisans et ouvriers qualifiés 1 158 - 0,0059 0,700 - 0,0128 0,410
Ouvriers et employés non qualifiés 1 567 - 0,0287 0,034 - 0,0194 0,153
Mères au foyer 15 092 réf. réf.
Santé du père
Père décédé prématurément 10 420 réf. réf.
Père décédé à un âge élevé 10 561 0,0430 0,000 0,0405 0,000
Père vivant 2 255 0,0715 0,000 0,0693 0,000
Santé de la mère
Mère décédée prématurément 8 827 réf. réf.
Mère décédée à un âge élevé 8 882 0,0319 0,000 0,0245 0,001
Mère vivante 5 527 0,0836 0,000 0,0715 0,000
Pays
France 2 666 - 0,0159 0,248 - 0,0240 0,088
Espagne 1 956 - 0,1169 0,000 - 0,0629 0,000
Grèce 2 166 0,0073 0,623 0,0331 0,030
Italie 2 292 - 0,1280 0,000 - 0,8281 0,000
Allemagne 2 506 - 0,0909 0,000 - 0,1275 0,000
Autriche 1 542 - 0,0187 0,243 - 0,0437 0,010
Belgique 3 350 0,0592 0,000 0,0612 0,000
Pays-Bas 2 639 0,0477 0,001 0,0489 0,001
Danemark 1 359 0,0544 0,001 0,0207 0,231
Suède 2 760 réf. réf.
figure im9
Variables explicatives Effectifs Effet
marginal
P-valeur Effet
marginal
P-valeur
Niveau d'étude de l'enquêté
Aucun 6 520 réf.
Primaire 5 307 0,0585 0,000
Secondaire 6 854 0,1071 0,000
Baccalauréat et niveau supérieur 4 555 0,1546 0,000
Profession de l'enquêté
Cadres dirigeants et professions intellectuelles 4 858 0,1198 0,000
Professions intermédiaires et forces armées 2 875 0,1083 0,000
Employés administratifs, personnels
des services et vendeurs
4 217 0,0906 0,000
Agriculteurs 1 188 0,0206 0,258
Artisans et ouvriers qualifiés 4 137 0,0250 0,058
Ouvriers et employés non qualifiés 2 187 réf.
Personnes au foyer 3 774 0,0629 0,000
Probabilité prédite au point moyen 0,6315 0,6345
Pourcentage de paires concordantes 68,2 70,2
Pseudo R2 0,0771 0,0937
figure im10

Effets marginaux associés aux déterminants de la probabilité d'avoir un bon état de santé perçu (modèles Probit dichotomiques)




Lecture : parmi les 23 236 seniors interrogés, 3 547 avaient un père cadre dirigeant ou qui occupait
une profession intellectuelle. Dans le modèle 1, avoir un père cadre dirigeant ou qui occupait une
profession intellectuelle augmente de 12 points la probabilité de déclarer un bon ou un très bon état
de santé perçu par rapport au fait d'avoir un père ouvrier non qualifié ou employé non qualifié.
enquête Share, 2004-2005

34 Les résultats montrent par ailleurs l’existence d’un gradient associé au milieu social d’origine, la probabilité d’avoir un bon état de santé augmentant tout au long de la hiérarchie sociale. Avoir un père « cadre dirigeant, profession intellectuelle » ou qui occupait un emploi de « profession intermédiaire ou dans les forces armées » augmente d’environ 12 points la probabilité d’avoir un bon état de santé perçu par rapport au fait d’avoir un père « ouvrier ou employé non qualifié ». Les personnes dont le père était « employé administratif, personnel des services ou vendeur » voient ensuite leurs chances de déclarer un bon état de santé significativement réduites par rapport au fait d’avoir un père « cadre dirigeant, profession intellectuelle », ou « profession intermédiaire ou dans les forces armées ». Mais ces chances restent supérieures d’environ 9 points à celles des personnes dont le père était « employé ou ouvrier non qualifié ». La probabilité de déclarer un bon état de santé est encore significativement réduite par le fait d’avoir un père « agriculteur » ou « artisan et ouvrier qualifié », celle-ci restant toutefois supérieure de près de 5 points à celle des personnes dont le père était « employé ou ouvrier non qualifié ».

35 La probabilité de déclarer un bon ou un très bon état de santé perçu augmente également graduellement avec le niveau de compétences de l’emploi de la mère de l’enquêté. Ainsi, les individus dont la mère occupait un emploi de « cadre dirigeant, profession intellectuelle ou profession intermédiaire » ou, dans une moindre mesure « employée administrative, personnel des services ou vendeuse », ont significativement plus de chances d'avoir un bon état de santé perçu à l’âge adulte que les individus dont la mère était au foyer (respectivement +4 points et +2 points), ces chances étant au contraire significativement réduites dans le cas où celle-ci était « ouvrière ou employée non qualifiée » (-3 points).

36 De plus, les seniors dont les parents étaient en meilleure santé, c'est-à-dire encore vivants au moment de l'enquête ou qui ont vécu relativement plus longtemps que la moyenne des individus de leur génération, ont significativement plus de chances de déclarer être en bonne santé que les personnes dont les parents sont décédés prématurément. En outre, pour le père comme pour la mère, le fait d'avoir des parents encore vivants est associé à une probabilité significativement plus élevée de déclarer un bon état de santé (effets marginaux égaux respectivement à 7 points pour le père et à 8 points pour la mère) que le fait d’avoir des parents décédés à un âge relativement élevé (effets marginaux égaux respectivement à 4 points pour le père et à 3 points pour la mère). En revanche, on ne note aucune différence significative entre l’effet de l’état de santé du père et de celui de la mère.

37 Comme on pouvait s’y attendre, la probabilité d’avoir un bon état de santé perçu diminue très fortement avec l’âge et celle-ci est plus élevée pour les hommes que pour les femmes. On remarque enfin des différences significatives d’état de santé perçu selon le pays considéré, les Belges, les Danois et les Néerlandais ayant en moyenne un meilleur état de santé perçu que les Suédois, les Italiens, les Espagnols et les Allemands.

? Analyse des mécanismes de transmission des inégalités des chances en santé en Europe

38 L’introduction du niveau d’études et de la profession de l’enquêté dans le second modèle permet de confirmer l’importance des caractéristiques sociales individuelles sur l’état de santé (modèle 2, tableau 1).

39 Le niveau d’études a une influence très significative sur l’état de santé, toutes choses égales par ailleurs. Plus le niveau d’études est élevé, plus les chances d’avoir un bon état de santé perçu s’élèvent, chaque niveau d’éducation augmentant d’environ 5 points la probabilité de déclarer avoir un bon ou un très bon état de santé.

40 De manière classique, la profession des individus influence significativement leur état de santé perçu et on remarque là encore l’existence d’un gradient social de santé. En effet, les personnes occupant ou ayant occupé des emplois de « cadre dirigeant, profession intellectuelle », « profession intermédiaire, forces armées » ou « employé administratif, personnel des services et vendeur » ont significativement davantage de chances d’avoir un bon état de santé perçu que les « agriculteurs » et les « artisans et ouvriers qualifiés », ces derniers ayant eux davantage de chances d’avoir un bon état de santé perçu que les « ouvriers et employés non qualifiés ». Quant aux personnes au foyer, elles ont une probabilité significativement plus faible de déclarer un bon état de santé que les « cadres dirigeants, professions intellectuelles », « professions intermédiaires, forces armées » et les « employés administratif, personnels des services et vendeurs » mais présentent un état de santé plus favorable que « agriculteurs », les « artisans et ouvriers qualifiés » et les « employés et ouvriers non qualifiés ».

41 De plus, l’introduction du niveau d’études et de la profession de l’enquêté dans le modèle modifie l’influence de la profession des parents sur la santé à l’âge adulte. Bien que la profession du père conserve une influence significative sur l’état de santé de l’enquêté, la valeur des effets marginaux est réduite de près de moitié pour la plupart des professions. Cela suggère l’existence d’un important effet indirect de la profession du père sur la santé de l’individu à long terme passant par l’influence de la profession du père sur le niveau social de l’individu, conformément à l’hypothèse de cheminement. Toutefois, le maintien de l’effet significatif du milieu social d’origine confirme un effet direct de la profession du père sur la santé de l’individu à long terme. La profession de la mère n’aurait, en revanche, qu’un effet indirect sur la santé de l’individu à l’âge adulte, puisque l’on n’observe aucun effet significatif de celle-ci sur la probabilité des enquêtés de déclarer un bon ou très bon état de santé après contrôle par le statut socioéconomique du descendant.

42 Les résultats confirment ensuite l'effet sur la santé à l'âge adulte de la longévité du père et de celle de la mère. Les individus dont le père ou la mère est décédé prématurément ont significativement moins de chances d'avoir un bon état de santé perçu que les autres individus, ceux ayant des parents encore en vie au moment de l’enquêté ayant par ailleurs un état de santé perçu meilleur que ceux ayant des parents décédés à un âge relativement élevé. Enfin, les résultats relatifs aux autres caractéristiques démographiques sont peu modifiés par rapport au modèle précédent.

? Analyse de l’hétérogénéité des inégalités des chances en santé en Europe

43 L’introduction de variables d’interaction entre le pays et les caractéristiques parentales dans le modèle 3 (tableau 2) permet ensuite de mettre en évidence des différences dans l’effet du milieu social et familial sur l’état de santé du descendant entre les pays considérés, les effets identifiés précédemment à l’échelle européenne restant globalement inchangés.

Tableau 2

Effets marginaux associés aux déterminants de la probabilité d'avoir un bon état de santé perçu avec introduction d’interactions entre les circonstances et les pays (modèles Probit dichotomique)

Variables explicatives Effet
marginal
P-valeur Effet
marginal
P-valeur
Sexe de l'enquêté
Homme 0,0528 0,000 0,0435 0,000
Femme réf. réf.
Âge de l'enquêté
49-54 0,3150 0,000 0,2866 0,000
55-59 0,2835 0,000 0,2566 0,000
60-64 0,2571 0,000 0,2363 0,000
65-69 0,2217 0,000 0,2070 0,000
70-74 0,1671 0,000 0,1599 0,000
75-79 0,1081 0,000 0,1007 0,000
80-84 0,0323 0,154 0,0307 0,176
85 et plus réf. réf.
Profession du père
Cadres dirigeants et professions intellectuelles 0,1126 0,000 0,0480 0,001
Professions intermédiaires et forces armées 0,1225 0,000 0,0680 0,000
Employés administratifs, personnels des services et vendeurs 0,1043 0,000 0,0560 0,001
Agriculteurs 0,0491 0,001 0,0504 0,001
Artisans et ouvriers qualifiés 0,0453 0,350 0,0310 0,010
Ouvriers et employés non qualifiés réf. réf.
Profession de la mère
Cadres dirigeants, professions intellectuelles et intermédiaires 0,0457 0,001 0,0191 0,194
Employés administratifs, personnels des services et vendeurs 0,0103 0,476 - 0,0044 0,766
Agriculteurs 0,0116 0,449 0,0282 0,068
Artisans et ouvriers qualifiés - 0,0054 0,725 - 0,0126 0,419
Ouvriers et employés non qualifiés - 0,0382 0,008 - 0,0286 0,046
Mères au foyer réf. réf.
Santé du père
Père décédé prématurément réf. réf.
Père décédé à un âge élevé 0,0605 0,000 0,0568 0,000
Père vivant 0,0704 0,000 0,0683 0,000
Santé de la mère
Mère décédée prématurément réf. réf.
Mère décédée à un âge élevé 0,0332 0,000 0,0258 0,001
Mère vivante 0,0591 0,000 0,0464 0,000
Pays
France - 0,0270 0,060 - 0,3440 0,019
Espagne - 0,0630 0,003 - 0,0090 0,670
Grèce - 0,0012 0,953 0,0248 0,002
Italie - 0,1018 0,000 - 0,0576 0,002
Allemagne - 0,1151 0,000 - 0,1539 0,000
Autriche - 0,0363 0,035 - 0,0641 0,000
Belgique 0,0493 0,000 0,5250 0,000
Pays-Bas 0,0394 0,010 0,0418 0,008
Danemark 0,0548 0,002 0,0215 0,238
Suède réf. réf.
figure im11
Variables explicatives Effet
marginal
P-valeur Effet
marginal
P-valeur
Niveau d'étude de l'enquêté
Aucun réf.
Primaire 0,0578 0,000
Secondaire 0,1076 0,000
Baccalauréat et niveau supérieur 0,1548 0,000
Profession de l'enquêté
Cadres dirigeants et professions intellectuelles 0,1168 0,000
Professions intermédiaires et forces armées 0,1071 0,000
Employés administratifs, personnels des services et vendeurs 0,0895 0,000
Agriculteurs 0,0245 0,179
Artisans et ouvriers qualifiés 0,0243 0,067
Ouvriers et employés non qualifiés réf.
Personnes au foyer 0,0608 0,000
Interactions Pays* Profession des parents
France*Mère "Employés adm., pers des serv., vendeurs" 0,0941 0,006 0,0832 0,016
Espagne*Père "Professions intermédiaires et forces armées" 0,1439 0,011 0,1253 0,030
Espagne*Père "Agriculteurs" - 0,0484 0,060 - 0,0529 0,040
Grèce*Mère "Ouvriers et employés non qualifiés" 0,1449 0,053 0,1534 0,040
Italie*Mère "Agriculteurs" - 0,0810 0,040 - 0,0839 0,034
Allemagne*Père "Cadres dirigeants et prof. intellectuelles" 0,0830 0,014 0,0859 0,011
Allemagne*Mère "Agriculteurs" - 0,0984 0,018 - 0,1093 0,009
Belgique*Père "Agriculteurs" 0,0794 0,007 0,0784 0,008
Belgique*Mère "Agriculteurs" - 0,0985 0,044 - 0,1097 0,027
Pays-Bas*Père "Employés adm., pers. des serv., vendeurs" - 0,0729 0,043 - 0,0613 0,089
Pays-Bas*Père "Agriculteurs" 0,0658 0,028 0,0575 0,058
Pays-Bas*Mère "Agriculteurs" 0,1512 0,067 0,1402 0,092
Danemark* Père "Employés adm., pers. des serv., vendeurs - 0,1858 0,003 - 0,1707 0,006
Danemark*Mère "Ouvriers et employés non qualifiés" 0,0986 0,032 0,0892 0,056
Interactions Pays* Santé des parents
Espagne*Père décédé à un âge élevé - 0,0922 0,000 - 0,0882 0,000
Grèce*Père décédé à un âge élevé - 0,0632 0,008 - 0,0564 0,020
Italie*Père décédé à un âge élevé - 0,0477 0,031 - 0,0453 0,041
Grèce*Mère vivante 0,1178 0,000 0,1039 0,000
Allemagne*Mère vivante 0,0927 0,000 0,1022 0,000
Autriche*Mère vivante 0,0655 0,052 0,0783 0,020
Probabilité prédite au point moyen 0,6322 0,6352
Pourcentage de paires concordantes 68,7 70,5
Pseudo R2 0,0817 0,0979
figure im12

Effets marginaux associés aux déterminants de la probabilité d'avoir un bon état de santé perçu avec introduction d’interactions entre les circonstances et les pays (modèles Probit dichotomique)





Lecture : dans le modèle 3, avoir un père cadre dirigeant ou qui occupait une profession intellectuelle
augmente de 11 points en moyenne en Europe la probabilité de déclarer un bon ou un très bon état
de santé perçu par rapport au fait d'avoir un père ouvrier non qualifié ou employé non qualifié. En
Allemagne, cette probabilité est encore augmentée de 8 points.
enquête Share, 2004-2005

44 Ainsi, avoir un père « cadre dirigeant, profession intellectuelle » est particulièrement protecteur en Allemagne comparativement à la moyenne européenne. Avoir un père qui occupait un emploi de « profession intermédiaire, forces armées » a un effet particulièrement marqué sur l’état de santé en Espagne, ce milieu d’origine étant même le plus favorable dans ce pays. Alors qu’en moyenne, avoir un père « employé administratif, personnel des services et vendeur » constitue un milieu favorable, on remarque un effet délétère associé à cette profession aux Pays-Bas et plus encore au Danemark. Enfin, les résultats montrent une forte hétérogénéité dans l’association entre le fait d’avoir un père « agriculteur » et l’état de santé du descendant. Si, en moyenne, ce milieu d’origine peut être ici considéré comme intermédiaire au sein de la hiérarchie des milieux sociaux d’origine, il s’avère un milieu particulièrement favorable en Belgique et aux Pays-Bas et au contraire un milieu plutôt défavorable en Espagne.

45 Les résultats montrent là encore des spécificités nationales dans l’effet de la profession de la mère sur l’état de santé du descendant. En France, avoir une mère qui était employée administrative ou qui occupait un emploi de personnel de service auprès des particuliers ou de vendeuse est associé à un meilleur état de santé, ce milieu devenant alors encore plus favorable que la fait d’avoir une mère qui occupait une profession de cadre supérieur ou une profession intellectuelle. De même, on note un effet protecteur du fait d’avoir une mère qui était « ouvrière ou employée non qualifiée » en Grèce et au Danemark, alors que ce milieu est très défavorable en moyenne en Europe. On retrouve ensuite pour les mères des spécificités nationales liées à la profession d’agricultrice, ce milieu étant particulièrement favorable aux Pays-Bas, et au contraire défavorable en Allemagne, en Belgique et en Italie. Enfin, on peut noter que le fait d’avoir une mère au foyer n’est favorable dans aucun des pays considérés.

46 Des spécificités nationales apparaissent également pour la corrélation entre la santé du répondant et la longévité de ses parents. Ainsi l’effet protecteur associé au fait d’avoir un père décédé à un âge relativement élevé est réduit en Espagne, en Grèce et en Italie, l’effet protecteur associé au fait d’avoir une mère encore vivante au moment de l’enquête étant au contraire plus marqué en Grèce, en Allemagne et en Autriche.

47 Les résultats relatifs à la profession du père sont peu modifiés par l’introduction des interactions dans le modèle 4 (tableau 2). On observe là encore une diminution de la valeur des effets marginaux mais un maintien de la significativité de la profession du père. Cela confirme donc que la profession du père exerce à la fois un effet direct à long terme sur la santé du descendant et un effet indirect passant par la détermination de son statut socioéconomique. Par contre, la prise en compte des spécificités nationales dans l’effet des circonstances sur l’état de santé révèle l’existence d’un effet direct de la profession de la mère sur la santé des enquêtés. En moyenne et après prise en compte du statut socio-économique actuel de l’enquête, le fait d’avoir une mère qui occupait un emploi d’ « ouvrière ou employée non qualifiée » réduit de 3 points la probabilité de déclarer un bon état de santé par rapport au fait d’avoir une mère qui était au foyer, le fait d’avoir une mère agricultrice augmentant au contraire cette probabilité de 3 points. Enfin, les résultats confirment l’effet protecteur de la longévité des parents.

Conclusion

48 Cette analyse met donc en évidence l'existence d'inégalités des chances en santé chez les seniors liées au milieu d’origine et à la longévité des ascendants directs en Europe. Ainsi, la probabilité de déclarer un bon état de santé augmente graduellement avec le niveau de compétences de l’emploi du père comme de la mère et avec la longévité des parents. L’effet du milieu social d’origine semble à la fois dû à l’existence d’un effet direct sur l’état de santé à long terme du descendant mais aussi à la détermination du niveau d’instruction et de la profession du descendant.

49 Les résultats suggèrent également des spécificités liées aux différences dans la structure sociale entre pays européens. En particulier, avoir un père qui occupait un poste de profession intermédiaire ou qui travaillait dans l’armée est un milieu d’origine particulièrement protecteur en Espagne par rapport aux autres pays européens. De même, être issu d’un milieu agricole a un effet plutôt protecteur au Pays-Bas ou en Belgique mais au contraire délétère en Espagne, en Italie ou en Allemagne. Ces différences suggèrent l’existence de spécificités nationales affectant le statut social attaché à chacun des professions, mais elles peuvent également être expliquées par les différences dans les politiques mises en œuvre dans chacun des pays pour réduire les phénomènes de reproduction sociale ou pour réduire la transmission intergénérationnelle des problèmes de santé. Ainsi, une utilisation des données pays par pays permettrait d’explorer plus précisément ces spécificités nationales.

50 Dans la mesure où le milieu social d'origine et de l'état de santé des parents constituent des circonstances indépendantes de la responsabilité individuelle, ces différences d’état de santé peuvent être considérées comme injustes et inciter à la mise en place de politiques adaptées, visant par exemple à améliorer des conditions de vie dans l’enfance afin de promouvoir l’équité en santé depuis le début du cycle de vie, comme le suggère le récent appel de la commission sur les déterminants sociaux de santé de l’Organisation mondiale de la santé (Marmot et al., 2008).

Notes

  • [1]
    Étant donné que la classification ISCO (International Standard Classification of Occupations) ne permet pas de distinguer les mères sans profession des mères dont la profession est non renseignée, nous faisons l’hypothèse que lorsque la profession est non renseignée, il s’agit d’une mère au foyer.
Français

Cet article analyse les inégalités des chances en santé liées à l'origine sociale etfamiliale en Europe. La littérature a récemment souligné l’influence du milieu sociald’origine sur la santé à l’âge adulte et l’existence d’une transmission de la santéentre générations. Les données de la vague 2004-2005 de l'enquête Share offrentl’opportunité d’étudier, pour un échantillon représentatif de seniors européens,l’effet sur leur état de santé perçu de la profession et de la longévité de leursparents.
Des modèles probit dichotomiques sont utilisés, d'une part pour étudier l’effet del'origine sociale et familiale sur l'état de santé perçu du descendant, après contrôlepar l'âge, le sexe et le pays d’origine, et donc par là confirmer l’existence d’inégalitésdes chances en santé en Europe, et d'autre part pour explorer les mécanismes deformation de ces inégalités et notamment distinguer l'effet direct de l'origine socialesur la santé à long terme du descendant de son effet indirect passant par ladétermination du statut social de ce dernier.
Les résultats montrent l'existence d'inégalités des chances en santé liées au milieud’origine et à l’état de santé des parents en Europe. Ainsi, la probabilité de déclarerun bon état de santé augmente graduellement avec le niveau de compétencesprofessionnelles du père comme de la mère et avec la longévité des parents. Ceteffet du milieu social d’origine semble à la fois dû à l’existence d’un effet direct surl’état de santé à long terme, mais aussi à des effets phénomènes de reproductionsociale. Les résultats suggèrent enfin des spécificités liées aux différences destructure sociale entre pays européens.
Dans la mesure où le milieu social d'origine et l'état de santé des parents constituentdes circonstances indépendantes de la responsabilité individuelle, ces différences d’étatde santé sont injustes et justifient la mise en place de politiques visant à les réduire.

Bibliographie

  • AHLBURG D., 1998, « Intergenerational transmission of health », American Economic Review, n° 88, vol. 2, p. 265-270.
  • En ligne ARNESON R. J., 1989, « Equality and equal opportunity of welfare », Philosophical Studies, n° 56, p. 77-93.
  • En ligne BAGO D'UVA T., VAN DOORSLAER E., LINDEBOOM M., O'DONNELL O., CHATTERJI S., 2006, « Does heterogeneity bias the measurement of health ?", Tinbergen Institute Discussion Papers, n° 06-033/3.
  • BARNAY T., JUSOT F., ROCHEREAU T., SERMET C., 2006, « Les mesures de la santé et de l’activité sont-elles comparables dans les enquêtes européennes ? », in Lavallée P. et Rivest L. P., Méthodes d'enquêtes et sondages : Pratiques européenne et nord-américaine, Paris, Dunod, collection Cours et cas pratiques, p. 107-110.
  • BÖRSCH-SUPAN A., BRUGIAVINI A., JÜRGES H., MACKENBACH J. P., SIEGRIST J., WEBER G., 2005, Health, ageing and retirement in Europe - First results from the Survey of Health, Ageing and Retirement in Europe, MEA edn, Mannheim.
  • En ligne CLARK A. E., VICARD A., 2007, « Conditions de collecte et santé autodéclarée : analyse sur données européennes », Économie et statistique, n° 403-404, p. 143-163.
  • En ligne CURRIE J., 2009, « Healthy, Wealthy, and Wise : Socioeconomic Status, Poor Health in Childhood, and Human Capital Development », Journal of Economic Literature, n° 47, vol. 1, p. 87-122.
  • En ligne DESALVO K., FAN V. S., MCDONNELL M. B., FIHN S. D., 2005, « Predicting mortality and healthcare utilization with a single question », Health Services Research, n° 40, vol.4, p. 1234-1 246.
  • En ligne DEVAUX M., JUSOT F., SERMET C., TUBEUF S., 2008A, « Hétérogénéité sociale de déclaration de l’état de santé et mesure des inégalités de santé », Revue française des Affaires sociales, n° 1, p. 29-47.
  • En ligne DEVAUX M., JUSOT F., TRANNOY A., TUBEUF S., 2008B, « La santé des seniors selon leur origine sociale et la longévité de leurs parents », Économie et statistique, n° 411, p. 25-46.
  • En ligne DIAS P. R., JONES A., 2007, « Giving equality of opportunity a fair innings », Health Economics, n° 16, p. 109-112.
  • DOURGNON P., LARDJANE S., 2007, « Les comparaisons internationales d’état de santé subjectif sont elles pertinentes ? Une évaluation par les méthodes des vignettes-étalons », Économie et statistique, n° 403-404, p. 165-177.
  • DWORKIN R., 1981, « What is equality ? Part I : Equality of Welfare », Philosophy and Public Affairs, n° 10, p. 185-246.
  • En ligne ELIAS P., 1997, La classification des professions (CITP-88) : Concepts, méthodes, fiabilité, validité et comparabilité internationale, Documents hors série de l’OCDE sur la politique du marché du travail et politique sociale, Éditions OCDE.
  • En ligne FLEURBAEY M., SCHOKKAERT E., 2009, « Unfair inequalities in health and health care », Journal of Health Economics, n° 28, vol. 1, p. 73-90.
  • En ligne IDLER E. L., BENYAMINI Y., 1997, « Self-rated health and mortality : a review of twenty-seven community studies », Journal of Health and Social Behaviour, n° 38, vol. 1, p. 21-37.
  • En ligne LEFRANC A., PISTOLESI N., TRANNOY A., 2004, « Le revenu selon l'origine sociale », Économie et statistique, n° 371, p. 49-82.
  • LEFRANC A., PISTOLESI N., TRANNOY A., 2006, « Equality of opportunity : definitions and testable conditions, with an application to income in France », ECINEQ Working Paper, n° 53.
  • En ligne MARMOT M, FRIEL S., BELL R., HOUWELING T. A. J., TAYLOR S., on behalf of the Commission on Social Determinants of Health (2008), « Closing the gap in a generation : health equity through action on the social determinants of health », The Lancet, n° 9 650, vol. 372, p. 1 661-1 669.
  • MESRINE A., 1999, « Les différences de mortalité par milieu social restent fortes », Données Sociales, p. 228-235.
  • En ligne ROEMER J., 1998, Equality of opportunity, Cambridge, Harvard University Press.
  • En ligne ROSA DIAS P., 2009, « Inequality of opportunity in health : evidence from a cohort study ». Health Economics, n° 9, vol. 18, p. 1 057-1 074
  • THÉLOT C., 2004, « Tel père tel fils » Collection Pluriel, Paris, Hachette, (1re édition 1982)
  • En ligne TRANNOY A., TUBEUF S., JUSOT F., DEVAUX M. (2009), « Inequality of Opportunities in Health in France : A First Pass », Health economics, disponible en ligne (à paraître).
Florence JUSOT
LEDa-LEGOS (Université Paris-Dauphine) et Irdes ;
Sandy TUBEUF
Université de Leeds ;
Alain TRANNOY
EHESS etGREQAM-IDEP (Institut d’économie publique), Marseille.
Dernière publication diffusée sur Cairn.info ou sur un portail partenaire
Mis en ligne sur Cairn.info le 01/01/2010
https://doi.org/10.3917/rs.058.0063
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