Mobilité socioprofessionnelle et mortalité en France.

Transcription


Emmanuelle Cambois* et Caroline Laborde**
Mobilité socioprofessionnelle
et mortalité en France.
Des liens qui se confirment pour les hommes
et qui s’affirment pour les femmes
La mise en évidence des différences de mortalité entre groupes
socioprofessionnels nécessite de disposer d’informations sur un
très grand nombre de personnes suivies sur une longue période.
C’est à cette fin que l’Insee a constitué, dès 1954, un premier
échantillon de près de 500 000 hommes âgés de 30 à 69 ans (et leurs
épouses éventuelles) de toutes les catégories socioprofessionnelles
pour observer leur mortalité ultérieure à partir du répertoire
national des personnes physiques. L’opération a été renouvelée
au recensement de 1975 sur plus de 800 000 hommes et femmes
âgés de 30 à 64 ans, puis aux recensements suivants, permettant
de montrer que les différences de mortalité par groupe
socioprofessionnel ne diminuent pas en France, voire s’accentuent.
Une limite importante de ces études est de « figer » les individus
dans un groupe socioprofessionnel, sans pouvoir tenir compte de
l’effet des changements éventuels de profession sur la mortalité.
Emmanuelle C ambois et Caroline L aborde surmontent en partie
cette limite, grâce à l’échantillon démographique permanent
(EDP) de l’Insee, en repérant les mobilités antérieures des individus
âgés de 30 à 84 ans en 1975 d’une part, et en 1999 d’autre part.
Elles mettent ainsi en évidence une forte corrélation entre ces
mobilités et la mortalité ultérieure, les mobilités « descendantes »
s’accompagnant le plus souvent d’une surmortalité, en particulier
pour les hommes, mais aussi pour les femmes dans les années
récentes.
Au début des années 2000, l’espérance de vie à 35 ans des professions les
plus qualifiées atteignait 47 ans pour les hommes et 51 ans pour les femmes,
* Institut national d’études démographiques, Paris.
** À l’Ined au moment de la réalisation de cette étude.
Correspondance : Emmanuelle Cambois, Institut national d’études démographiques, 133 boulevard
Davout, 75980 Paris Cedex 20, tél : 33 (0)1 56 06 22 55, courriel : [email protected]
Population-F, 66 (2), 2011, 373-400
E. Cambois, C. Laborde
dépassant respectivement de 6 ans et de 2 ans celles des ouvriers (Cambois et
al., 2008 et 2011). On y retrouve le gradient de mortalité des professions et
catégories socioprofessionnelles (PCS, encadré 1), allant des cadres et professions intermédiaires, aux travailleurs indépendants et employés, jusqu’aux
ouvriers déjà mis en évidence dans des études antérieures (Cambois et al.,
2001 ; Leclerc et al., 2006 ; Monteil et Robert-Bobée, 2005). Les inactifs non
retraités présentent la plus forte surmortalité, en particulier chez les hommes
qui se trouvent souvent dans cette situation du fait d’une santé dégradée.
La mortalité ne se différencie pas seulement selon la PCS observée à une
date donnée, on trouve aussi des disparités liées aux parcours professionnels.
Une étude sur un échantillon de la population française de 1975 a montré des
différences de mortalité marquées pour les hommes au sein des PCS, selon la
catégorie occupée plus tôt dans la carrière (Cambois, 2004b). D’après cette
étude, la mortalité de ceux qui n’étaient pas dans la même PCS en 1968 qu’en
1975, les « mobiles », se distingue de la mortalité de ceux qui n’en n’avaient
pas changé, les « stables ». Les risques de mortalité des mobiles (p. ex., les
cadres de 1975 qui étaient dans la catégorie employés en 1968) se situent entre
le risque moyen des stables de la PCS qu’ils ont quittée (risque plus faible que
celui des employés en 1968 et 1975) et celui des stables de la PCS qu’ils ont
rejointe (risque plus élevé que celui des cadres en 1968 et 1975).
Ces résultats confirment ceux observés dans plusieurs études britanniques
similaires (Blane et al., 1999 ; Fox et al., 1985 ; Goldblatt, 1988). Ils s’expliquent
par l’impact de la situation socioéconomique et des expositions vécues tout au
long du parcours de vie, qui sont très liées à la carrière chez les hommes et
qui modulent les risques de mortalité (Goldberg et al., 2002 ; Kuh et Ben
Sholmo, 1997). Mais ces différences sont aussi dues aux effets de sélection des
mobiles sur des caractéristiques individuelles liées aux risques de mortalité et
qui sont déterminantes dans les carrières : qualifications, expérience mais
aussi état de santé sont corrélés à la mortalité et jouent sur les chances de
promotion, de maintien en emploi ou les risques de déclassements (Jusot et
al., 2008 ; Melchior et al., 2005).
Toujours d’après cette étude française, les liens entre PCS, mobilité et
mortalité étaient moins marqués pour les femmes dans les années 1970. Alors
qu’elles étaient peu présentes sur le marché du travail, leur statut professionnel
et leur carrière ne sont pas liés aux mêmes facteurs que ceux des hommes et
ils reflètent moins bien des situations socioéconomiques favorables ou critiques
pour la santé. Ces dernières sont mieux décrites par une combinaison de
caractéristiques individuelles professionnelles et familiales (Annandale et
Hunt, 2000 ; Arber, 1997 ; Bartley et al., 2004 ; Mejer et Robert-Bobée, 2003 ;
Sacker et al., 2000 ; Walters et al., 2002). Les PCS des femmes sont de fait plus
hétérogènes au regard des risques de santé que celles des hommes, le gradient
de mortalité est plus plat et les écarts entre PCS sont peu significatifs. L’étude
montrait toutefois que les mobilités depuis les PCS des cadres et des ouvrières
vers l’inactivité présentaient une surmortalité significative.
374
Mobilité socioprofessionnelle et mortalité en France
Depuis les années 1970, le paysage socioprofessionnel français s’est modifié
à de nombreux égards (Amossé et Gollac, 2008 ; Baraton, 2006 ; Cerc, 2005 ;
Chapoulie, 2000 ; Chenu, 1998) : entrée massive des femmes sur le marché
du travail, augmentation des mobilités, accès par promotion aux professions
les plus qualifiées moins fréquent chez les hommes, rapprochement des professions non qualifiées d’ouvriers et d’employés.
Par ailleurs, la mortalité en France a continué de décroître (Meslé, 2006).
Cette évolution ne s’est pas appliquée de la même manière à toutes les PCS et les
écarts de mortalité se sont maintenus, voire amplifiés pour les inactifs (Leclerc
et al., 2006 ; Menvielle, Chastang et al., 2007 ; Menvielle, Leclerc et al., 2007).
Une partie de ces évolutions peut être liée à la modification de la composition
des PCS. Ainsi, dans un contexte d’élévation du niveau moyen d’instruction dans
la population, les liens entre diplômes, PCS et mortalité ont évolué : on observe
notamment une diminution de l’avantage en termes d’accès à des professions
qualifiées procuré par certains diplômes, devenus plus nombreux (Vallet, 2004)
ou un accroissement du risque de mortalité des « sans diplôme », devenus moins
nombreux (Cambois, 2004a). D’une manière générale, les carrières ont évolué
au fil du temps, notamment chez les femmes, modifiant la composition des PCS,
et par voie de conséquence leur niveau moyen de mortalité.
Dans cette étude, nous proposons de comparer les liens entre mortalité,
PCS et mobilité professionnelle dans les années 1970 et dans les années 1990.
Il s’agit d’étudier l’évolution des inégalités de mortalité liées à la profession par
une approche dynamique tenant compte de l’évolution des mobilités professionnelles et de leur lien avec la mortalité.
I. Données et méthode
1. Les données
L’Échantillon démographique permanent (EDP) est basé sur un échantillon
de fichiers des recensements (1/100) initié avec le recensement de 1968, suivi
et mis à jour à chaque nouveau recensement (1975, 1982, 1990 et 1999). Son
appariement avec le Registre national d’identification des personnes physiques
(RNIPP) permet de lier les variables des recensements avec les décès. Partiel
au départ, l’appariement est dorénavant global. Nous utilisons deux souséchantillons de l’EDP (figure 1) : l’EDP75 issu du recensement de 1975 et
l’EDP99 issu du dernier recensement exhaustif de 1999, pour lesquels on utilise
respectivement les informations contenues dans le recensement de 1975 et le
précédent (1968), et dans le recensement de 1999 et le précédent (1990). Plus
précisément, nous relevons l’âge, le sexe et la PCS dans le recensement le plus
récent et la PCS dans le recensement précédent. Puis nous relevons les décès
enregistrés de 1975 à la fin 1979 pour les individus EDP75, et de 1999 à la fin
de 2003 pour les individus EDP99(1). On peut ainsi calculer des risques de
(1) Soit près de 5 ans au total, la collecte des recensements ayant eu lieu entre le 20 février et le
20 mars pour 1975, et du 8 mars à fin avril pour 1999.
375
mortalité associés aux PCS de 1975 et de 1999 et aux mobilités passées (19681975 et 1990-1999). Nos populations d’étude sont représentatives des populations françaises de 1975 et de 1999, limitées à ceux qui ont été retrouvés dans
le recensement précédent(2). Par ailleurs certaines limites dans la couverture
de l’EDP pour l’analyse de la mortalité (Couet, 2006) imposent d’exclure de
ces échantillons les personnes âgées de plus de 85 ans au recensement de 1975
(nées avant 1890 non enregistrées au RNIPP) et les personnes nées à l’étranger
(caractérisées par un sous-enregistrement des décès lié à des mobilités résidentielles de retour). Nos échantillons représentent environ 90 % de la population totale des recensements.
Figure 1. Les populations de l’étude EDP75 et EDP99
Ined 2011
Population d'étude
Individus de l’EDP
non présents
au recensement suivant
(émigrés, décédés)
PCS
PCS
Âge
Sexe
Décès
Individus de l’EDP
non identifiés dans
le recensement précédent
(récemment en France)
EDP75 :
Recensement 1968
Recensement 1975
État civil (RNIPP)
1979
EDP99 :
Recensement 1990
Recensement 1999
État civil (RNIPP)
2003
Lecture : Pour l’EDP75, on sélectionne les individus présents au recensement de 1975
et retrouvés dans le recensement précédent de 1968. Pour ces individus, on collecte l’information
sur la PCS, l’âge et le sexe dans le recensement de 1975, la PCS dans celui de 1968 et enfin sur la
survenue du décès durant la période allant jusqu’au 31 décembre 1979.
2. Les catégories et mobilités socioprofessionnelles
On s’appuie ici sur la classification des « Professions et catégories socioprofessionnelles » (PCS) et son niveau le plus regroupé (Desrosières et Thévenot,
2002) : six catégories d’actifs ou anciens actifs et la catégorie des inactifs
(encadré 1).
(2) Nos populations d’étude ne sont en effet pas représentatives des individus de 1968 et 1990 (ni
des carrières de 1968 à 1975 et de 1990 à 1999), ceux-ci ayant été touchés par la mortalité et l’attrition entre les deux recensements. Nous travaillons sur des populations fermées des individus de
1975 et 1999 dont on connaît les caractéristiques à 2 moments de leur carrière, par une information
rétrospective, nous permettant de mettre en évidence des disparités liées à cette double information.
376
Dans cette étude, nous avons regroupé les deux catégories de professions
les plus qualifiées (« Cadres et professions intellectuelles supérieures » et
« Professions intermédiaires ») en raison du faible nombre de décès à certains
âges. Les chômeurs et retraités ayant déjà travaillé renseignent leur ancienne
profession ; ils sont reclassés dans les PCS correspondantes pour cette étude.
La PCS des inactifs regroupe les étudiants, personnes en invalidité, restées au
foyer et les chômeurs qui ne déclarent pas d’ancienne profession.
Encadré 1. Les professions et catégories
socioprofessionnelles de l’étude (a)
• Cadres : Cadres et professions intellectuelles supérieures + Professions intermédiaires (y compris
chômeurs et retraités)
• Artisans : Artisans, commerçants et chefs d’entreprise (y compris chômeurs et retraités)
• Agriculteurs : Exploitants de petites / moyennes / grandes exploitations ( y compris chômeurs et
retraités)
• Employés : Employés (fonction publique, d’entreprise, de commerce et personnels des services)
(y compris chômeurs et retraités)
• Ouvriers : Ouvriers qualifiés, non qualifiés et agricoles ( y compris chômeurs et retraités)
• Inactifs : Étudiants, militaires du contingent, invalides, inactifs non retraités, personnes au foyer
et chômeurs n’ayant pas travaillé ou ne déclarant aucune profession.
(a) Selon la nomenclature des PCS de 1982.
Le repérage des PCS aux deux recensements permet d’identifier les mobilités
passées des individus. On distingue alors les groupes « stables » (même PCS
aux deux recensements) et les « mobiles » (ceux qui étaient dans une autre PCS
au recensement précédent). Pour ces derniers, on définit la mobilité passée comme
ascendante ou descendante sur la base du gradient de mortalité des PCS : les
mobilités sont ascendantes quand les individus viennent d’une PCS qui présente
un risque de mortalité supérieur à celui de leur PCS de destination (p. ex., d’employé à cadre) ; elles sont dites descendantes dans le cas contraire.
Cette définition, utilisée dans la première étude, permet de qualifier l’ensemble des mobilités observées, sans a priori sur leur signification sociale
(Cambois, 2004b). Si elle ne fait pas strictement référence à l’idée de promotion
sociale ou de déclassement, c’est qu’il est difficile de qualifier certaines mobilités, d’autant plus qu’on ne sait pas si elles sont choisies ou subies (d’indépendants à salariés). Pour autant, beaucoup correspondent à des trajectoires bien
identifiées : la promotion des ouvriers ou employés qualifiés vers des professions d’encadrement (contremaîtres ou cadres) ou les déclassements dans le
cas contraire ; la « mise à son compte » de salariés (mobilités entre des employés,
ouvriers ou cadres vers des professions indépendantes d’artisans ou chefs
d’entreprise) ou l’entrée dans le salariat dans le cas contraire ; la sortie d’activité
377
(ou l’absence de promotion) pour ceux qui cumulent des caractéristiques
généralement assorties d’une surmortalité, notamment la mauvaise santé (effet
« travailleur en bonne santé »).
Notons enfin que dans l’EDP75 et l’EDP99, les périodes d’observation de
la mobilité professionnelle diffèrent : on remonte de 1975 à 1968 pour l’EDP75,
soit une période de 7 ans, et de 1999 à 1990 pour l’EDP99, soit une période de
9 ans. Remonter plus loin dans le passé des individus revient à considérer
davantage de mobilités dans l’EDP99 et donc à accroître la mobilité observée
par rapport à l’EDP75. Nous confronterons nos observations aux études conduites
par ailleurs en France sur la mobilité professionnelle et son évolution.
3. La population de l’étude
On s’intéresse aux individus âgés de 30 à 84 ans en 1975 et en 1999. La
limite d’âge inférieure est fixée à 30 ans pour limiter l’inclusion d’étudiants et
anciens étudiants. La limite d’âge supérieure est liée à la restriction du RNIPP
aux personnes nées après 1890.
Dans cette étude, on intègre les retraités pour accroître la taille des sousgroupes de nos échantillons et le nombre plus élevé de décès qui les caractérise.
Les retraités aux deux recensements (10 % à 15 % des PCS) sont classés de fait
parmi les stables de leur PCS, au même titre que les actifs stables. On masque
ainsi en partie les liens entre la stabilité professionnelle des actifs et la mortalité.
Mais, a contrario, l’inclusion des retraités permet d’éviter les effets de sélection
qui opèrent, notamment avec les départs en retraite précoces liés à des difficultés à se maintenir en emploi qui ne s’appliquent pas à toutes les PCS de la
même manière. Intégrer les retraités permet aussi de tenir compte des effets à
long terme des expositions professionnelles d’avant la retraite. Les retraités,
qui étaient majoritairement stables dans leur PCS avant la retraite (73 % des
50-60 ans actifs de l’EDP99 sont stables), contribuent pleinement à caractériser
les conditions de mortalité associées. Les anciennes professions continuent
d’être associées aux risques de santé durant la retraite et les inégalités de mortalité entre PCS se maintiennent aux grands âges (Cambois, 2004a ; RobertBobée et Cadot, 2007). Nous discuterons de ces effets en répétant les analyses
pour les âges actifs uniquement.
4. Les indicateurs de mortalité
Nous mesurons la mortalité par des quotients et ratios standardisés sur
l’âge (encadré 2). La standardisation indirecte utilisée pour qualifier la mortalité
associée aux mobilités s’impose, compte tenu des effectifs faibles dans certains
groupes. Elle présente des inconvénients car, si elle permet de comparer un
groupe d’intérêt (p. ex., PCS des cadres) avec le groupe de référence (population
totale), elle s’appuie sur la structure par âge du groupe d’intérêt et non de celle
de la population de référence. Ainsi, la standardisation ne permet pas théoriquement de comparer directement les groupes d’intérêt entre eux (PCS des
378
cadres et des ouvriers), la structure de standardisation n’étant pas la même.
Cette méthode permet toutefois de dresser un tableau général.
Encadré 2. Les indicateurs de mortalité
• Quotients bruts de mortalité : Pour un groupe de personnes donné, la probabilité annuelle de
décéder, ou quotient annuel de mortalité ( qx ), se calcule en rapportant la somme des décès survenus
dans l’année d’observation au sein de ce groupe ( d x ), à son effectif en début d’année ( Sx ).
Dans cette étude, afin d’améliorer la robustesse statistique des résultats, on utilise les décès survenus
dans nos échantillons sur une période plus longue, d’environ 5 ans (l’année du recensement et les
4 années qui suivent) et pour les individus groupés par tranches d’âges quinquennales (âge aux
recensements de 1975 et de 1999). Pour obtenir des quotients annuels dans nos groupes, nous
rapportons la somme des décès de ces 5 années à la somme des survivants chaque année. Nous
n’avons pas la date de survenue des décès mais nous supposons ici qu’ils se répartissent également
tout au long de la période (1/5e du total des décès seraient survenus chaque année). Les survivants
de chaque année sont estimés par l’effectif des survivants de l’année précédente auquel on soustrait
1/5e des décès. Le calcul est effectué pour chaque PCS de 1975 et de 1999 et pour chaque groupe
de mobilité.
(1) q 630 - 34 ans@ = d 630 - 34 ans@
1979
/
t = 1975
+1
t
S 6t30 - 34 ans@ où S6t30
- 34 ans@ = S 630 - 34 ans@ - d 630 - 34 ans@ 5
• Indicateurs standardisés : À partir des quotients annuels des groupes d’âges, on procède à une
standardisation sur l’âge pour comparer les PCS ou les mobilités, dont les structures et âges moyens
sont différents. On applique une standardisation indirecte du fait de la faiblesse des effectifs et de
l’absence de décès dans certains groupes d’âges et mobilités dans l’EDP. Les ratios standardisés de
mortalité (Standardized Mortality Ratio, SMR) se calculent en comparant le nombre total de décès
dans la PCS au nombre de décès attendu si la mortalité avait été celle de la population de référence.
Ici, on applique q[x – x+5]pop, les probabilités de décès des groupes d’âges de la population totale
(masculine ou féminine), aux survivants des PCS ou des mobilités pour obtenir le nombre total de
décès attendus d’ ; le nombre de décès observés dans les PCS ou mobilités est rapporté au nombre
de décès attendus (2). Enfin, pour représenter les niveaux de mortalité dans les PCS en 1975 et
1999, on calcule aussi les quotients annuels standardisés q’ des PCS (3). (2) d l PCS1 =
680 - 84@
/
x = 630 - 34@
1
S PCS
) q xpop ; SMR PCS1 = d PCS1
x
d l PCS1 et (3) ql PCS1 = q pop SMR PCS1
• Intervalles de confiance (IC) : Les IC à 95 % des SMR se calculent sur la base des effectifs de
chaque mobilité (N) et en référence à la mortalité générale. Dans le cadre de notre étude, les deux
méthodes de calcul testées (Vandenbroucke, 1982) (4) et (Liddell, 1984) (5) fournissent les mêmes
résultats. La comparaison des IC associés aux mobilités au sein d’une PCS permet de déterminer
si la mortalité des mobiles diffère de celle des stables. Les chiffres sont fournis en annexe. Sur la
figure 2 nous avons précisé quand les SMR des mobiles étaient significativement différents de ceux
des stables (à 95 % et à 90 % pour interpréter plus largement les résultats).
^ N ! 1, 96 # 0, 5 h
2
(4) IC 95% =
dl
; (5) IC 95% =
d 1 - 1 ! 1, 96 3
'
1
dl
9d
9d
379
La structure par âge peut jouer sur les niveaux de surmortalité en particulier pour des groupes très exposés aux risques de mortalité quel que soit
l’âge (des personnes atteintes de maladies, personnes exposées à des risques
spécifiques, etc.). Leur surmortalité apparaîtra plus élevée aux âges jeunes, où
le risque de mortalité de la population de référence est faible, qu’aux âges élevés
où les risques moyens se distinguent un peu moins. Plus généralement, les
structures par âge des PCS et des mobiles se sont modifiées au cours du temps
avec l’évolution des secteurs d’activité (p. ex., vieillissement de la PCS des
agriculteurs), l’évolution du marché du travail (p. ex., dispositifs en fin de
carrière) ou encore l’évolution des législations (p. ex., passage de l’âge légal de
départ à la retraite de 65 ans à 60 ans en 1982). Nous discuterons de ces effets
en répétant certaines analyses dans différents groupes d’âges.
II. Résultats
1. Évolution des PCS et des inégalités de mortalité entre PCS
Les tableaux 1A et 1B indiquent la répartition des populations masculine et
féminine selon les PCS aux recensements de 1975 et 1999 ainsi que les mobilités
passées (1968-1975 et 1990-1999). Entre l’EDP75 et l’EDP99, on constate une
forte baisse de la part des femmes inactives et un accroissement de la part des
cadres (de 24 % des hommes de 30-84 ans dans l’EDP75 à 34 % dans l’EDP99).
Pour les hommes, la PCS des inactifs est semblable dans les deux échantillons
en termes de part de la population (3 % des hommes) et des mobilités qui y
conduisent ; toutefois, l’âge moyen est passé de près 56 ans dans l’EDP75 à 49 ans
dans l’EDP99. Chez les femmes, cette PCS est passée de 46 % à 20 % de la population et elle a légèrement vieilli. Pour les hommes comme pour les femmes, les
agriculteurs sont moins présents et plus âgés dans l’EDP99.
Concernant les mobilités, les PCS sont majoritairement composées de stables.
Parmi les mobilités caractéristiques des hommes, on retrouve les « mises à son
compte » (des PCS cadres, employés et ouvriers vers la PCS artisans, commerçants, chefs d’entreprise). On retrouve ensuite les mobilités de déclassement, de
cadres à employés ou ouvriers, ou d’employés à ouvriers, qui sont plus fréquentes
dans l’EDP99 que dans l’EDP75. On retrouve enfin les promotions d’ouvriers à
cadres (p. ex., contremaîtres) dont la part a peu évolué malgré l’accroissement
du nombre de cadres ; c’est la part des entrées depuis l’inactivité qui a surtout
augmenté(3). Le recul d’observation des mobilités est plus long dans l’EDP99,
conduisant à repérer parmi les jeunes cadres de 1999 davantage d’étudiants au
recensement précédent. Mais cette augmentation peut aussi résulter de l’accès
moins fréquent par promotion et plus fréquent par « entrée directe » mis au jour
dans la littérature sur l’évolution des carrières.
(3) Sur les 23 795 cadres de l’EDP75, 2 638 étaient ouvriers en 1968 (soit 11 %) et 950 inactifs (soit
4 %) ; sur les 47 670 cadres de l’EDP99, 5 569 étaient ouvriers en 1990 (soit 12 %) et 3 716 inactifs
(soit 8 %).
380
24
1
<1
2
4
3
34
21
% total
33 588
1 449
214
3 134
5 569
3 716
47 670
1 676
48,1
N
Cadres
18
<1
<1
2
3
1
24
14
% total
Cadres
17 876
481
79
1 771
2 638
950
23 795
1 079
46,6
N
2
5
<1
>1
2
<1
9
9
% total
2 165
7 375
215
573
2 178
330
12 836
739
51,8
N
Artisans
1
8
<1
<1
1
<1
11
10
% total
Artisans
643
7 835
128
320
1 378
141
10 445
742
50,7
N
Source : Échantillon démographique permanent, Insee.
Cadres
Artisans
Agriculteurs
Employés
Ouvriers
Inactifs
Total/répartition 99
Décès 1999-2003
Âge moyen (1999)
PCS en 1990
EDP99
Cadres
Artisans
Agriculteurs
Employés
Ouvriers
Inactifs
Décès 1975-1979
Âge moyen (1975)
PCS en 1968
EDP75
<1
<1
12
<1
<1
<1
13
17
181
191
7 115
97
687
191
8 462
739
N
57,1
<1
<1
5
<1
<1
<1
6
9
% total
Agriculteurs
63
115
12 125
72
734
141
13 250
1 294
55,4
% total
Agriculteurs
N
2
<1
<1
7
3
1
12
15
% total
2 848
428
134
9 019
3 829
968
17 226
1 192
50,7
N
Employés
PCS en 1999
1
<1
<1
8
2
<1
11
13
% total
845
213
108
7 752
1 880
262
11 060
983
51,5
N
Employés
PCS en 1975
% total
Ouvriers
% total
3 008
2
1 456
1
820
1
2 356
2
37 587
27
2 159
2
47 386
34
3 105
39
48,5
N
Ouvriers
748
1
860
1
697
1
1 061
1
32 909
33
686
1
36 961
37
2 893
38
48,1
N
1
<1
<1
<1
1
1
3
7
% total
750
355
157
364
1 727
1 477
4 830
573
48,7
N
Inactifs
<1
<1
<1
<1
1
1
3
8
% total
Inactifs
260
183
215
268
1 141
1 057
3 124
583
55,7
N
% total
% total
42 540
31
11 254
6
8 655
8
15 543
11
51 578
37
8 841
6
138 411 100
8 024 100
49,5
N
20 435
21
9 687
10
13 352
14
11 244
11
40 680
41
3 237
3
98 635
100
7 574
100
49,6
N
Tableau 1A. Hommes (30-84 ans) : Répartition selon les catégories et trajectoires socioprofessionnelles,
âges moyens (en années) et nombre de décès (EDP75 et EDP99)
381
382
% total
Cadres
14
<1
<1
4
1
3
22
11
% total
21 960
515
133
6 343
823
4 684
34 458
578
46,4
N
Cadres
7 330
6
99
<1
14
<1
1 293
1
178
<1
1 201
1
10 115
9
286
5
47,0
N
% total
625
<1
3 327
2
136
<1
1 328
1
367
<1
1 150
1
6 933
4
286
5
55,6
N
Artisanes
55,2
<1
3,0
<1
<1
<1
1
5
6
% total
Artisanes
89
3 943
51
463
165
1 537
6 248
357
N
Cadres
Artisanes
Agricultrices
Employées
Ouvrières
Inactives
Décès 1999-2003
Âge moyen (1999)
PCS en 1990
EDP99
Cadres
Artisanes
Agricultrices
Employées
Ouvrières
Inactives
Décès 1975-1979
Âge moyen (1975)
PCS en 1968
EDP75
58,5
<1
<1
6
<1
<1
2
8
12
<1
<1
3
<1
<1
1
4
8
% total
76
109
4 509
287
240
1 246
6 467
425
62,7
N
Agricultrices
12
65
6 654
128
138
2 692
9 689
741
% total
Agricultrices
N
2
1
<1
25
3
7
38
31
% total
3 723
1 340
432
38 961
4 042
10 555
59 053
1 660
49,7
N
Employées
PCS en 1999
<1
<1
<1
13
1
6
21
16
% total
571
394
152
15 051
1 203
6 403
23 774
955
50,0
N
Employées
PCS en 1975
<1
<1
<1
2
6
3
12
18
% total
504
427
616
3 091
9 757
4 097
18 492
957
54,8
N
Ouvrières
<1
<1
<1
1
6
3
11
13
% total
89
185
155
904
7 277
3 844
12 454
765
54,6
N
Ouvrières
% total
Inactives
% total
1 715
1
911
1
950
1
5 495
3
2 156
1
20 430
13
31 657
20
1 469
27
52,7
N
Inactives
737
1
1 196
1
2 322
2
3 760
3
2 413
2
41 649
36
52 077
46
2 845
48
51,7
N
% total
% total
28 603
18
6 629
4
6 776
4
55 505
35
17 386
11
42 162
27
157 061 100
5 375 100
51,0
N
8 828
8
5 882
5
9 348
8
21 599
19
11 374
10
57 326
50
114 357 100
5 949 100
52,0
N
Tableau 1B. Femmes (30-84 ans) : Répartition selon les catégories et trajectoires socioprofessionnelles,
âges moyens (en années) et nombre de décès (EDP75 et EDP99)
Chez les femmes, la diminution massive de la catégorie des inactives a
induit un gonflement des PCS cadres et employées et une plus grande variété
des carrières conduisant à la PCS cadres dans l’EDP99 : contrairement à ce
qu’on observe pour les hommes, les promotions depuis d’autres catégories, en
particulier celles des employées, ont augmenté autant que les entrées directes
depuis l’inactivité.
Mortalité différentielle
Entre 1975 et 1999, les quotients annuels de mortalité des 30-84 ans ont
diminué dans toutes les PCS, mais de manière différente. Une fois standardisés
sur l’âge, seuls les quotients des catégories les plus nombreuses présentent une
diminution significative (tableau 2) : hommes et femmes cadres, hommes
ouvriers, femmes employées et inactives. Ce sont les cadres, déjà les plus
favorisés en 1975, qui ont connu la diminution relative la plus importante
(– 39 % du quotient standardisé initial chez les femmes et – 30 % chez les
hommes) au regard de la diminution relative du quotient de mortalité de la
population (– 35 % chez les femmes et – 25 % chez les hommes). Les ouvrières
ou les inactifs ont connu à l’inverse une évolution relative moins favorable que
la moyenne.
Tableau 2. Quotients annuels de mortalité standardisés sur l’âge (p. 100) selon la
PCS en 1975 et en 1999 (q’), évolution (Δ q’) et différence relative avec les cadres
EDP75
Évolution de q’
entre 1975 et 1999(b)
EDP99
Différence
relative avec
les cadres (%)(c)
q’
IC(a)
q’
IC(a)
Cadres
1,18
[1,04-1,33]
0,83
[0,75-0,92]
– 0,35*
– 30
Agriculteurs
1,36
[1,16-1,55]
1,04
[0,83-1,26]
– 0,32
– 24
+ 15
+ 25
Artisans
1,39
[1,16-1,63]
1,05
[0,86-1,23]
– 0,34
– 24
+ 18
+ 25
Employés
1,59
[1,36-1,83]
1,23
[1,06-1,40]
– 0,36
– 23
+ 35
+ 48
Ouvriers
1,85
[1,72-1,98]
1,42
[1,32-1,52]
– 0,43*
– 23
+ 57
+ 71
Inactifs
2,74
[2,18-3,30]
3,17
[2,81-3,54]
+ 0,43
+ 16
+ 132
+ 282
Ensemble
1,58
[1,51-1,66]
1,19
[1,13-1,24]
– 0,39*
– 25
+ 34
+ 42
Hommes
Femmes
1975
–
1999
–
Δ q’ (%)
1975
0,87
[0,68-1,06]
0,53
[0,45-0,61]
– 0,34*
– 39
–
Agricultrices
0,93
[0,73-1,12]
0,61
[0,42-0,79]
– 0,32
– 34
+7
+ 15
Artisanes
1,03
[0,77-1,29]
0,69
[0,49-0,89]
– 0,34
– 33
+ 18
+ 30
Employées
0,98
[0,85-1,11]
0,63
[0,57-0,70]
– 0,35*
– 36
+ 13
+ 19
Ouvrières
1,06
[0,87-1,25]
0,78
[0,65-0,91]
– 0,28
– 26
+ 22
+ 47
Inactives
1,15
[1,07-1,24]
0,86
[0,77-0,95]
– 0,29*
– 25
+ 32
+ 62
Ensemble
1,06
[1,00-1,12]
0,69
[0,65-0,74]
– 0,37*
– 35
+ 22
+ 30
q’
IC
(a)
Δ q’ (%)
Cadres
q’
IC
(a)
Δ q’
Δ q’
1999
–
(a) Intervalles de confiance à 95 %.
(b) Évolution du quotient standardisé : D q’ = (q’1999 – q’1975i) et D q’ (%) = (q’1999 – q’1975i) / q’1975
(c) Différence relative du quotient standardisé des cadres et celui des autres catégories : (q’i – q’cadres) / q’cadres
* Évolution significative à 95 %
383
Ainsi, en termes de surmortalité par rapport à la moyenne (SMR), comme
l’illustre la figure 2, le gradient s’est étendu chez les hommes sous l’effet de la
légère diminution pour les cadres à une extrémité (de 0,8 à 0,7) et, à l’autre
extrémité, d’une augmentation légère pour les ouvriers et importante pour les
inactifs (de 1,7 à 2,7). Chez les femmes, la tendance est similaire, avec une
augmentation du SMR des ouvrières un peu plus marquée que chez les hommes.
Hors inactifs, le gradient des SMR prononcé des hommes a peu évolué et celui
des femmes s’en est rapproché, avec les positions inversées des employés et
des agriculteurs sur ces gradients.
Figure 2. SMR selon la PCS dans l’EDP75 et l’EDP99.
Hommes et femmes (30-84 ans), décès survenus
dans les périodes 1975-1979 et 1999-2003
3,0
SMR
Ined 2011
Hommes 30-84 ans
EDP 75
2,5
EDP 99
2,0
1,5
1,0
Ensemble
Hommes 30-84 ans
0,5
0,0
3,0
Cadres
Artisans
Agriculteurs
Employés
Ouvriers
SMR
Inactifs
Ined 2011
Femmes 30-84 ans
EDP 75
2,5
EDP 99
2,0
1,5
1,0
Ensemble
Femmes 30-84 ans
0,5
0,0
Cadres
Artisanes
Employées
Agricultrices
Ouvrières
Inactives
Lecture : Le SMR associé à la PCS des inactifs chez les hommes était de 1,73 dans l’EDP75
et 2,67 dans l’EDP99. Les chiffres sont fournis dans les tableaux en annexe.
384
2. Évolution des liens entre carrière et mortalité chez les hommes
Les SMR associés aux mobilités professionnelles ont évolué au cours de la
période comme l’illustrent les figures 3A pour les hommes et 3B pour les
femmes (détail des chiffres en annexe). Pour les hommes, on constate un
accroissement massif de la surmortalité des inactifs stables (SMR proche de
1,9 dans l’EDP75 et de 3,7 dans l’EDP99) et de la plupart des inactifs qui étaient
dans une autre PCS auparavant. De même, mais dans une moindre mesure,
les ouvriers venus d’une autre PCS présentent une surmortalité plus marquée
dans l’EDP99, notamment pour ceux qui étaient anciennement employés (1,1
dans l’EDP75 et 1,3 dans l’EDP99). Pour les cadres, les SMR des stables, des
anciens indépendants et des anciens inactifs sont légèrement plus faibles dans
l’EDP99 que dans l’EDP75 (différence non significative). Les mobilités depuis
l’inactivité présentent des SMR plus dispersés dans l’EDP99 et en augmentation,
excepté pour ceux devenus cadres.
Dans l’EDP99 comme dans l’EDP75, les SMR des hommes stables dessinent
une ligne séparant les SMR plus élevés des mobiles descendants et les SMR
moins élevés des mobiles ascendants. Les SMR des mobiles se situent presque
systématiquement entre le SMR des stables de la PCS qu’ils ont quittée et de
la PCS qu’ils ont rejointe ; ils sont plus proches de ce dernier. Seule exception
dans l’EDP99, les trajectoires entre les PCS employés et ouvriers, quel que soit
le sens de la mobilité, s’accompagnent d’une surmortalité équivalente (SMR = 1,3),
plus élevée que celle des employés stables (SMR = 1,0) et proche de celle des
ouvriers stables (SMR = 1,2).
3. Une évolution notable pour les femmes
La figure 3B montre un léger creusement du gradient des SMR des stables :
il va de 0,8 pour les cadres stables à 1,1 pour les inactives stables dans l’EDP75,
et respectivement de 0,7 à 1,2 dans l’EDP99. On constate l’émergence d’une
surmortalité significative pour certaines mobilités descendantes : les employées
ou ouvrières anciennement cadres ou indépendantes ; les femmes qui ont
rejoint l’inactivité (excepté les anciennes indépendantes). Contrairement à ce
qu’on observe chez les hommes, les SMR associés à ces mobilités descendantes
sont plus élevés que les SMR des stables des PCS d’origine et de destination.
Par ailleurs, on note que le SMR des indépendantes (artisanes…) devenues
inactives est proche de celui des stables chez les femmes, alors qu’il est bien
plus élevé chez les hommes. Les SMR associés aux mobilités ascendantes ne
se distinguent généralement pas des SMR des stables à l’origine (sauf pour les
mobiles anciennement inactives qui présentent une sous-mortalité).
385
Figure 3A. SMR des hommes selon les mobilités passées,
en référence au risque de la population masculine (30-84 ans)
4,0
SMR
Ined 2011
EDP75 – SMR associés aux PCS de 1975 en fonction
des PCS de 1968 (période 1975-1979)
3,5
Mobilités ascendantes
Stables
Mobilités descendantes
3,0
2,5
Inactifs**
2,0
Inactifs**
1,5
Inactifs**
Ouvriers
Employés
Cadres**
Artisans**
Inactifs**
Employés**
1,0
Artisans
Ouvriers
Agriculteurs
Ouvriers*
Employés
Agriculteurs
Cadres
Ouvriers*
Employés
Artisans
Cadres
Inactifs
Artisans
Ouvriers
Cadres
Agriculteurs
0,5
0,0
4,0
3,5
Cadres
Artisans
Agriculteurs
Employés
Employés
Agriculteurs
Artisans
Agriculteurs**
Cadres**
Ouvriers
Inactifs
Catégories socioprofessionnelles en 1968
SMR
Ined 2011
Stables
3,0
2,5
Inactifs**
Inactifs**
Inactifs**
Employés**
Ouvriers**
2,0
Inactifs**
Artisans**
Inactifs**
Agriculteurs**
1,5
Ouvriers**
1,0
Artisans
Agriculteurs
Ouvriers**
Employés**
Ouvriers**
Employés
Agriculteurs
Cadres
0,5
0,0
Cadres
Artisans
Artisans
Employés
Ouvriers**
Agriculteurs
Cadres
Artisans
Employés
Artisans
Agriculteurs
Cadres**
Cadres**
Cadres
Agriculteurs
Employés
Ouvriers
Inactifs
Note : Sur le graphique du haut, chaque point correspond au SMR associé au statut PCS de 1975 classé
selon la PCS de 1968 mise en abscisse (chiffres en annexe). La mortalité de référence étant celle de la
population, cette représentation permet de comparer les SMR des mobiles au sein de la PCS à l’origine
(sur l’axe des ordonnées) et à destination. Les SMR en gras sont ceux pour lesquels l’intervalle de
confiance ne chevauche pas celui du groupe des stables de la PCS d’origine (** à 95 % ; * à 90 %) ; en
italique les trajectoires à faibles effectifs.
Lecture : Les hommes inactifs en 1975 qui étaient cadres en 1968 ont un SMR de 1,6 ;
les inactifs anciennement ouvriers ont un SMR égal à 2.
386
Figure 3B. SMR des femmes selon les mobilités passées,
en référence au risque de la population féminine (30-84 ans)
4,0
SMR
Ined 2011
3,5
Stables
3,0
2,5
2,0
Agricultrices
1,5
Ouvrières
Inactives**
Inactives
Employés
0,5
Artisanes
0,0
3,5
Inactives
Employés
1,0
4,0
Ouvrières
Cadres
Cadres
Ouvrières
Agriculteurs
Artisanes
Artisanes
Inactives**
Ouvrières
Inactives**
Agriculteurs
Cadres
Employées
Agriculteurs**
Employées
Artisanes
Cadres
Emp.**
Ouvrières
Artisanes**
Cadres
Artisanes
Agricultrices
Employées
Ouvrières
Inactives
SMR
Ined 2011
Stables
3,0
2,5
2,0
Ouvrières**
1,5
1,0
Inactives**
Artisanes
Agricultrices
Employées*
Inactives
Ouvrières**
Agricultrices
Cadres
Employées
Inactives
Agricultrices
Ouvrières
Artisanes
Cadres
Cadres
Employées
Inactives**
Ouvrières
Artisanes
Inactives**
Artisanes
Cadres
Employées
Agricultrices
Ouvrières
Emp.*
Cadres*
Artisanes
Agricultrices*
0,5
0,0
Cadres
Artisanes
Agricultrices
Employées
Ouvrières
Inactives
Note : Sur le graphique du haut, chaque point correspond au SMR associé au statut PCS de 1975 classé
selon la PCS de 1968 mise en abscisse (chiffres en annexe). La mortalité de référence étant celle de la
population, cette représentation permet de comparer les SMR des mobiles au sein de la PCS à l’origine
(sur l’axe des ordonnées) et à destination. Les SMR en gras sont ceux pour lesquels l’intervalle de
confiance ne chevauche pas celui du groupe des stables de la PCS d’origine (** à 95 % ; * à 90 %) ; en
italique les trajectoires à faibles effectifs.
Lecture : Les femmes inactives en 1975 qui étaient cadres en 1968 ont une surmortalité
significativement différente (SMR = 1,3) par rapport à la population totale (SMR = 1)
et aux cadres stables (SMR = 0,8).
387
4. Une transformation de la catégorie des inactifs chez les hommes
Au vu de l’évolution du SMR des mobilités vers l’inactivité (voir annexe),
et de l’abaissement de l’âge moyen de cette catégorie, nous avons mené une
exploration par groupe d’âges. La mobilité des inactifs anciennement dans une
autre PCS (et qui ne se déclarent pas retraités) est moins fréquente chez les
plus âgés dans l’EDP99 que dans l’EDP75, alors que la période d’observation
s’est accrue : cette mobilité concerne 4 % des hommes de 60-69 ans (ceux qui
étaient dans leur cinquantaine au recensement précédent) dans l’EDP75 et 2 %
dans l’EDP99. On trouve les mêmes proportions parmi les 70-84 ans. À l’inverse, elle est devenue plus fréquente chez les 50-60 ans (ceux qui étaient dans
leur quarantaine au recensement précédent) : elle concerne 2 % des hommes
de ces âges dans l’EDP75 et 4,7 % dans l’EDP99. Parallèlement, le SMR des
inactifs s’est accru de 2,9 à 3,8 pour les 50-60 ans et de 1,6 à 2,1 pour les
60-70 ans. On ne constate pas de changement de la surmortalité chez les plus
âgés (SMR70-84 = 1,4). Par ailleurs, le SMR des stables inactifs est plus élevé que
celui des mobiles devenus inactifs et il a augmenté dans tous les groupes d’âges.
Au total, la PCS des inactifs de l’EDP99 est composée d’hommes plus jeunes
dont la surmortalité, plus marquée que celle des plus âgés, est en augmentation,
qu’ils aient été inactifs aux deux recensements ou qu’ils le soient devenus.
III. Discussion
1. Des inégalités qui ont tendance à se creuser au sein des PCS
La mortalité diminue dans presque toutes les PCS. Hormis les inactifs, on
constate une tendance à la baisse de la mortalité plus favorable que celle de la
population totale pour les cadres, et moins favorable pour les ouvriers, notamment pour les femmes : les écarts se sont légèrement accrus entre cadres et
ouvriers et les gradients de mortalité masculin et féminin se sont nettement
rapprochés. Quant aux inactifs, leur quotient standardisé de mortalité ne s’est
pas abaissé chez les hommes (augmentation non significative) et présente la
diminution la plus faible chez les femmes : la surmortalité des inactifs s’est
ainsi encore accrue, et de manière massive pour les hommes.
Les inactifs, le passage à l’inactivité et les risques de mortalité associés
La dégradation de la situation relative des inactifs, repérée dans plusieurs
études (Leclerc et al., 2006 ; Monteil et Robert-Bobée, 2005), peut s’expliquer
de différentes manières. D’abord, la marge de gain possible sur la mortalité est
probablement moins grande dans cette population caractérisée par sa mauvaise
santé que dans le reste de la population. Ensuite, le passage à l’inactivité peut,
en lui-même, induire une dégradation des conditions de vie et accroître les
risques de santé : pertes de revenus, du réseau social, de la protection médicale,
etc. Ces effets peuvent en outre être renforcés en période de difficultés économiques durant lesquelles ces groupes de population sont plus vulnérables,
388
conduisant à un accroissement des risques de santé associés à ces sorties d’activité (Bartley et Owen, 1996 ; Khlat et al., 2004). Enfin, dans les périodes
économiques difficiles, il se peut que l’effet de sélection des actifs soit plus fort,
excluant un peu plus de l’activité des personnes présentant des caractéristiques
défavorables (mauvaise santé, chômage, faible qualification, etc.) et accroissant
de ce fait la distinction entre actifs et inactifs (Sermet et Khlat, 2004).
Le niveau de mortalité de la PCS des inactives reste sans commune mesure
avec celle des inactifs, encore bien plus sélectionnés (3 % de la population
masculine vs 20 % de la population féminine en 1999). En France, les hommes
sont ou deviennent inactifs souvent pour raison de santé, c’est l’effet « travailleur
en bonne santé » (Barnay, 2009 ; Jusot et al., 2008). Une partie des inactives
le sont ou le deviennent pour d’autres raisons, notamment des raisons familiales
(Pailhé et Solaz, 2007 et 2008) ce qui ne correspond pas nécessairement à une
situation socioéconomique critique. On constate toutefois que le SMR des
inactives s’est accru entre l’EDP75 et l’EDP99. Cette surmortalité émergente
indique probablement que l’effet « travailleur en bonne santé » s’applique
dorénavant plus largement à la population féminine, alors que les femmes sont
plus fréquemment qu’avant sur le marché du travail.
Mobilité entre PCS et mortalité
On retrouve la corrélation entre mobilité professionnelle et mortalité dans
l’EDP75 et l’EDP99. Pour les hommes, ces liens sont confirmés, voire renforcés
pour l’inactivité mais aussi pour quelques mobilités descendantes (p. ex., les
ouvriers venus d’autres PCS). Le gradient des SMR des mobiles s’est étendu,
restant toutefois contenu dans le gradient des PCS ; les mobiles affichent encore
dans l’EDP99 un risque compris entre les risques moyens d’origine et de destination (le gradient constraint évoqué par Blane au sujet de données britanniques ; Blane et al., 1999).
Pour les femmes, les liens entre mortalité et mobilité se sont affirmés. Les
mobilités descendantes s’accompagnent d’une surmortalité en augmentation
et qui déborde largement le gradient décrit par les PCS dans l’EDP99. Les
mobilités descendantes des femmes pourraient être plus souvent qu’auparavant
déterminées par des critères liés aux risques de mortalité (mauvaise santé,
faibles qualifications…), comme c’est déjà le cas chez les hommes. En conséquence, ces groupes se distinguent nettement du reste des catégories, aboutissant
à ce qu’une étude nommait un effet de sélection « renforcé » (Claussen et al.,
2005). L’émergence d’un effet « travailleur en bonne santé » dans la population
féminine va donc de pair avec l’émergence d’une surmortalité associée aux
mobilités de déclassement.
En revanche, les SMR des mobilités ascendantes ne se distinguent pas de
la moyenne chez les femmes (excepté pour les anciennes inactives). De même,
certaines mobilités très marquées par la surmortalité chez les hommes, ne le
sont pas chez les femmes : c’est notamment le cas du passage des PCS d’indépendantes vers l’inactivité. Comme évoqué plus tôt, les carrières féminines
389
restent liées à la vie familiale au-delà de leurs caractéristiques individuelles
(Sédillot et Walraët, 2003), notamment pour le passage des professions indépendantes vers le salariat ou vers l’inactivité (Toulemon, 1998). Toutefois,
malgré ces spécificités résiduelles, notre étude montre que les différences
hommes/femmes, dans les liens entre PCS, mobilité et mortalité, ont tendance
à s’atténuer avec l’effondrement de l’inactivité féminine (de 46 % dans l’EDP75
à 20 % dans l’EDP99). Même si les niveaux de mortalité masculins et féminins
restent très différents, on a montré que le gradient socioprofessionnel des SMR
des femmes s’est nettement rapproché de celui des hommes (hors PCS des
inactifs).
2. L’évolution des liens entre PCS, mobilités et mortalité
On peut interpréter une partie de l’évolution de la mortalité des PCS par
la modification des carrières qui y conduisent et des niveaux de mortalité
associés à ces mobilités. Le SMR des hommes cadres diminue légèrement alors
que l’accès à cette PCS par « promotion » (depuis d’autres PCS) est davantage
concurrencé par l’accès direct depuis l’inactivité (jeunes diplômés) en 1999.
Cette modification est due à l’allongement de la période d’observation des
mobilités dans l’EDP99. Toutefois, elle correspond aussi à une évolution structurelle de la PCS des cadres, qui recrute moins qu’auparavant parmi les employés
ou les ouvriers chez les hommes (Chapoulie, 2000 ; Chenu, 1998 ; Galland et
Rouault, 1998). Cette modification peut expliquer que le risque de mortalité
des cadres soit encore un peu plus tiré vers le bas.
De même, une partie de l’augmentation massive du SMR des hommes
inactifs peut se lire à la lumière des effets de composition. La PCS des inactifs
chez les hommes représente la même proportion de la population, en revanche
elle est composée davantage de jeunes qui ont une surmortalité plus marquée
que les plus âgés. Entre nos deux périodes d’étude, l’âge légal de la retraite est
passé de 65 ans à 60 ans et des dispositifs de départ anticipé ou progressif ont
été mis en place. Ce changement a permis à des actifs sexagénaires ne pouvant
plus travailler d’accéder au statut de retraités de leur profession (et donc rester
dans leur PCS), plutôt que de devenir inactifs (Burricand et Roth, 2000). Le
groupe des inactifs de 1999 est donc constitué d’inactifs stables (en moindre
proportion) dont la surmortalité s’est élevée, et de mobiles entrants un peu
plus jeunes que dans l’EDP75 caractérisés par une surmortalité, plus importante
que celle des plus âgés et plus élevée dans l’EDP99. L’accroissement du SMR
des inactifs est ainsi le résultat de la combinaison d’une surmortalité plus
marquée dans certains groupes et de l’augmentation de ces groupes dans la
composition de la catégorie.
La baisse de l’âge légal de départ à la retraite a aussi joué, en miroir, sur
les niveaux de mortalité des autres PCS. Cela revient en effet à intégrer davantage de 60-65 ans en mauvaise santé en tant que retraités ou préretraités, et
donc à accroître légèrement les risques moyens de mortalité de ces PCS, limitant
390
les gains sur la mortalité dans les groupes stables. Ce constat met en lumière
l’importance d’appréhender la mesure des inégalités de manière globale, de
façon concomitante aux évolutions sociales.
L’accroissement du SMR des ouvriers et ouvrières est donc lié à un léger
accroissement du SMR des stables, en partie par les effets énoncés ci-dessus
(période économique moins favorable pour ces professions, inclusion des
retraités et pré-retraités malades) et à des modifications des carrières et conditions de travail qui peuvent jouer sur la santé. On observe aussi un accroissement du SMR de ceux qui ont rejoint cette PCS lors de mobilités descendantes,
en particulier depuis la PCS des employés. Ce constat va dans le sens d’une
frontière moins marquée entre les professions non qualifiées des PCS d’ouvriers
et d’employés (Chardon, 2001). On voit là encore un effet de sélection renforcé,
lié à des mobilités plus fréquentes des moins qualifiés parmi les personnes de
ces deux PCS, plus exposées aux risques de santé.
3. Sélection et exposition pour les mobilités entre PCS
Nos résultats montrent que l’effet « travailleur en bonne santé » s’accompagne d’un effet « promu en bonne santé » chez les hommes. L’ascenseur
socioprofessionnel semble sélectionner davantage ceux qui ont des caractéristiques proches de celles des individus qu’ils rejoignent, à la fois sociales et liées
à la santé, comme le montrent différentes études récentes (Cardano et al., 2004 ;
Hemmingsson et Lundberg, 2005 ; Jusot et al., 2008 ; Khlat et al., 2004 ;
Melchior et al., 2006 ; Melchior et al., 2005 ; Mesrine, 2000 ; Ribet et al., 2003 ;
Saurel-Cubizolles et al., 2001). Les trajectoires de déclassement sont associées
à une surmortalité pour les deux sexes, de même que l’absence de promotion
pour les hommes (par rapport aux promus). D’une part, la mauvaise santé peut
gêner les chances de promotion ou engendrer un parcours professionnel instable, source de déclassement. D’autre part, les caractéristiques et situations
sociales liées à ces trajectoires (moindre qualification, chômage…) sont associées à des risques de santé plus importants.
Outre l’effet de sélection, le lien entre les mobilités et la mortalité s’explique
aussi par les expositions dans les différents environnements professionnels et
sociaux traversés au cours des carrières. Ces expositions peuvent marquer sur
le long terme la santé des personnes, comme le montrent les approches biographiques (Bartley et Plewis, 2002 ; Davey Smith et al., 1997 ; Holland et al.,
2000 ; Kuh et Ben Sholmo, 1997 ; Pavalko et al., 1993).
De nombreux travaux ont surtout mis en évidence la coexistence des effets
de sélection et d’exposition, avec des ampleurs variables, notamment récemment
(Cardano et al., 2004 ; Hemmingsson et Lundberg, 2005 ; Jusot et al., 2008 ;
Melchior et al., 2006 ; Ribet et al., 2003). L’absence de données sur la santé et
sur les dates des changements de catégories limite les possibilités de mesurer
ces phénomènes dans cette étude. Nos résultats montrent toutefois que les
SMR des hommes mobiles se situent entre ceux des stables de la PCS d’origine
391
et des stables de la PCS qu’ils rejoignent, suggérant un impact des contextes
professionnels et sociaux associés aux PCS à l’origine puis à destination, venant
moduler les risques de ceux qui les ont traversés.
4. Limites de l’étude
Nous avons souligné le fait que la période d’observation des mobilités n’est
pas la même dans les deux échantillons, augmentant la fréquence des mobilités
observées. Il n’est pas possible d’évaluer l’ampleur de cet effet et son impact sur
les liens entre mobilité et mortalité. On a toutefois constaté que les tendances
correspondent bien à des évolutions réelles de la population active mise au
jour par différentes études.
Une autre limite de cette étude est l’inclusion de personnes âgées, déjà
retraitées au premier recensement et considérées comme stables. Or cette
stabilité n’est pas comparable à celle des actifs de ces PCS. Nous avons répété
les analyses en réduisant la population de l’étude aux âges 30-69 ans pour
limiter l’inclusion de retraités aux deux recensements et constater les différences
avec l’analyse sur les 30-84 ans. Les résultats sont similaires mais les groupes
d’agriculteurs/agricultrices, d’inactifs, d’employés ou d’ouvrières présentent
une surmortalité bien plus prononcée par rapport à la moyenne. Ce constat
pourrait révéler des sur-risques plus marqués chez les plus jeunes de ces PCS,
comme suggéré plus tôt au sujet des inactifs : la mortalité prématurée est
d’ailleurs bien plus forte que la moyenne dans les professions manuelles et/ou
peu qualifiées (Leclerc et al., 2006). Mais les intervalles de confiance sont très
larges et peu de trajectoires présentent des SMR significatifs.
Avec ces données, il n’est pas possible d’expliciter plus avant pourquoi les
risques de mortalité sont liés à la nature des mobilités, en l’absence d’information sur des mobilités intercensitaires et sur les durées d’exposition dans les
différentes PCS. Ces données ne permettent pas d’affiner les analyses en termes
de conditions de travail ou encore d’état de santé, informations qui ne sont pas
présentes dans les recensements. L’analyse des causes de décès serait à cet
égard intéressante, mais une étude exploratoire pour poursuivre dans cette
voie nous indiquait des difficultés d’analyse liées au trop faible nombre de décès
stratifiés par cause dans les groupes de mobilité.
De même, du fait des faibles nombres de décès de certains groupes, notre
approche ne permet pas de distinguer des catégories plus homogènes au sein
des PCS, pour mieux spécifier les liens entre mobilité et mortalité (p. ex., cadres
supérieurs vs professions intermédiaires ; ouvriers et employés qualifiés vs non
qualifiés). Il serait de fait intéressant de compléter ce travail par des analyses
de certaines caractéristiques, telles que le niveau de qualification ou d’instruction ou le fait d’être au chômage, qui ont une influence d’une part sur les
parcours professionnels (Amossé, 2003 ; Amossé et Gollac, 2008 ; Chapoulie,
2000 ; Monso, 2006) et d’autre part sur les risques de santé (Cambois, 2004a ;
Davey Smith et al., 1998 ; Huisman et al., 2005 ; Mejer et Robert-Bobée, 2003 ;
392
Walters et al., 2002). La mise en évidence d’un effet de sélection sur ces caractéristiques apporterait un éclairage sur les mécanismes qui aboutissent à ces
résultats, même si ce type d’analyse est complexe tant les définitions et les
représentations de ces caractéristiques évoluent aussi au cours du temps,
comme le niveau moyen d’instruction (Cambois, 2004a). Il est donc difficile
d’interpréter l’évolution du rôle de caractéristiques sociodémographiques dans
les liens entre PCS et mortalité.
L’approche basée sur l’EDP a donc des limites, mais elle présente aussi des
atouts importants. Elle offre une vision des effets à long terme, basée sur l’ensemble de la population et sur toutes les situations et mobilités professionnelles
(salariées et indépendantes, promotions et déclassements, entrées et sorties
d’activité). Elle a permis de procéder à des analyses d’évolution de la mortalité
et des inégalités en observant les modifications structurelles concomitantes.
Conclusion
Notre étude a mis en évidence une évolution des liens entre PCS, mobilités
et mortalité au cours du temps, notamment dans la population féminine où
les disparités de mortalité au sein des PCS se sont affirmées. Pour les hommes
et les femmes, la mortalité n’est pas seulement liée aux PCS mais aussi aux
trajectoires qui y conduisent. Dans le contexte d’allongement de l’espérance
de vie et de questionnements sur les conditions de départ à la retraite, cette
étude souligne le poids de la carrière passée dans les risques de santé et de
mortalité.
Au vu de ces résultats, on suppose notamment que les dispositifs sociaux
facilitant les mobilités ascendantes (formation continue, réorientations) ou
ceux visant à protéger la santé des personnes, en particulier en fin de carrière,
sont à même d’avoir modifié, ou de modifier à l’avenir la nature des trajectoires
professionnelles et leur lien avec les risques de santé.
Par ailleurs les modifications structurelles des PCS, et des profils des
mobiles et des stables qui les composent, participent à l’évolution du gradient
de mortalité, confirmant l’importance de considérer les inégalités de mortalité
à la lumière de l’évolution du contexte social et économique.
Financement : Étude réalisée dans le cadre d’un appel à projet de l’Institut de recherche
en santé publique (IResP, Inégalités sociales de santé, 2005-2007).
393

Annexe
SMR des hommes associés aux mobilités entre PCS en référence au risque
de la population masculine (30-84 ans) et intervalles de confiance (95 %)
EDP75 : Mortalité sur la période 1975-1979 associée aux PCS de 1968 et 1975
PCS en 1968
Cadres
Artisans
Agriculteurs
Employés
Ouvriers
Inactifs
Total 75
PCS en 1975
Cadres
Artisans
Agriculteurs
Employés
Ouvriers
Inactifs
Total 68
0,74
[0,69-0,79]
0,74
[0,48-1,05]
0,83
[0,30-1,63]
0,84
[0,66-1,05]
0,59
[0,44-0,77]
1,15
[0,80-1,56]
0,75
[0,70-0,79]
0,89
[0,59-1,24]
0,83
[0,77-0,90]
0,90
[0,50-1,41]
1,17
[0,73-1,71]
0,93
[0,69-1,21]
1,11
[0,68-1,65]
0,86
[0,80-0,92]
0,76
[0,20-1,68]
0,86
[0,44-1,42]
0,87
[0,82-0,92]
0,72
[0,29-1,36]
1,07
[0,84-1,32]
1,11
[0,73-1,57]
0,88
[0,83-0,93]
1,02
[0,81-1,25]
1,01
[0,59-1,55]
1,06
[0,55-1,75]
0,97
[0,90-1,04]
1,16
[0,98-1,37]
1,31
[0,94-1,75]
1,01
[0,94-1,07]
0,82
[0,59-1,09]
1,06
[0,83-1,32]
1,12
[0,85-1,43]
1,09
[0,87-1,34]
1,17
[1,12-1,21]
1,58
[1,32-1,85]
1,17
[1,12-1,21]
1,58
[1,18-2,04]
1,57
[1,11-2,11]
1,34
[0,96-1,79]
1,09
[0,79-1,43]
2,01
[1,77-2,28]
1,86
[1,59-2,16]
1,73
[1,59-1,87]
0,78
[0,74-0,83]
0,87
[0,81-0,93]
0,89
[0,84-0,94]
0,97
[0,91-1,04]
1,18
[1,14-1,22]
1,52
[1,38-1,67]
1,00
En italique, les trajectoires comprenant peu d’individus (< 100 individus) ou peu de décès (< 20 décès).
PCS en 1990
Cadres
Artisans
Agriculteurs
Employés
Ouvriers
Inactifs
Total 99
PCS en 1999
Cadres
Artisans
Agriculteurs
Employés
Ouvriers
Inactifs
Total 90
0,66
[0,62-0,70]
0,68
[0,53-0,85]
0,63
[0,35-0,99]
0,87
[0,74-1,02]
0,89
[0,77-1,01]
0,99
[0,72-1,31]
0,70
[0,67-0,74]
0,74
[0,59-0,91]
0,81
[0,73-0,89]
1,03
[0,64-1,50]
0,86
[0,61-1,15]
1,22
[1,03-1,42]
1,65
[0,97-2,50]
0,88
[0,82-0,94]
1,01
[0,55-1,61]
0,85
[0,50-1,31]
0,84
[0,77-0,91]
1,18
[0,67-1,83]
1,20
[0,94-1,49]
1,69
[0,94-2,65]
0,88
[0,82-0,95]
0,85
[0,74-0,98]
0,86
[0,57-1,22]
0,96
[0,55-1,49]
0,99
[0,91-1,07]
1,30
[1,15-1,46]
2,36
[1,69-3,13]
1,04
[0,98-1,10]
0,94
[0,82-1,08]
1,08
[0,88-1,29]
1,20
[0,99-1,43]
1,32
[1,15-1,50]
1,18
[1,13-1,22]
2,29
[1,97-2,63]
1,20
[1,15-1,24]
1,68
[1,30-2,10]
2,35
[1,69-3,13]
1,61
[1,03-2,31]
2,64
[1,97-3,42]
2,88
[2,51-3,27]
3,67
[3,14-4,23]
2,67
[2,46-2,90]
0,73
[0,69-0,76]
0,86
[0,80-0,93]
0,89
[0,83-0,95]
1,05
[0,99-1,11]
1,21
[1,17-1,26]
2,28
[2,07-2,49]
394
1,00
SMR des femmes associés aux mobilités entre PCS en référence au risque de la
population féminine (30-84 ans) et intervalles de confiance (95 %)
PCS en 1968
Cadres
Artisanes
Agricultrices
PCS en 1975
Cadres
Artisanes
Agricultrices
Employées
Ouvrières
Inactives
Total 68
0,78
[0,68-0,89]
*
*
*
0,89
[0,79-1,01]
1,09
[0,28-2,41]
0,83
[0,46-1,31]
0,78
[0,33-1,42]
0,84
[0,67-1,04]
0,87
[0,79-0,97]
1,97
[0,98-3,30]
0,98
[0,89-1,07]
0,84
[0,40-1,44]
1,39
[0,80-2,12]
0,91
[0,78-1,04]
0,97
[0,90-1,04]
1,01
[0,67-1,43]
0,85
[0,44-1,41]
0,71
[0,25-1,39]
0,91
[0,84-0,98]
1,06
[0,80-1,36]
0,93
[0,82-1,05]
0,92
[0,87-0,98]
1,38
[0,50-2,70]
1,19
[0,69-1,83]
0,98
[0,49-1,65]
0,86
[0,62-1,14]
1,02
[0,93-1,12]
0,94
[0,82-1,07]
0,99
[0,93-1,07]
1,32
[0,91-1,80]
0,90
[0,70-1,12]
1,04
[0,88-1,21]
1,14
[0,99-1,30]
1,37
[1,19-1,57]
1,07
[1,02-1,11]
1,08
[1,05-1,13]
0,84
[0,75-0,94]
0,91
[0,82-1,01]
0,99
[0,91-1,06]
0,95
[0,89-1,01]
1,10
[1,03-1,18]
1,03
[0,99-1,06]
*
0,90
[0,60-1,26]
1,17
[0,42-2,29]
1,09
[0,76-1,49]
0,82
[0,73-0,92]
Employées
Ouvrières
Inactives
Total 75
1,00
* Effectifs insuffisants (< 10 décès).
PCS en 1990
Cadres
Artisanes
Agricultrices
Employées
Ouvrières
Inactives
Total 99
PCS en 1999
Cadres
Artisanes
Agricultrices
Employées
Ouvrières
Inactives
Total 90
0,68
[0,61-0,75]
0,98
[0,58-1,49]
1,34
[0,61-2,36]
0,86
[0,71-1,02]
1,19
[0,82-1,64]
0,90
[0,70-1,13]
0,76
[0,70-0,83]
1,04
[0,62-1,58]
0,74
[0,62-0,88]
0,88
[0,42-1,52]
0,89
[0,66-1,16]
1,53
[1,09-2,05]
0,91
[0,67-1,20]
0,88
[0,78-0,98]
0,90
[0,24-2,01]
1,16
[0,53-2,04]
1,02
[0,91-1,13]
1,13
[0,71-1,65]
0,88
[0,50-1,37]
0,89
[0,68-1,13]
1,00
[0,91-1,10]
0,88
[0,72-1,06]
0,74
[0,52-1,00]
1,32
[0,92-1,79]
0,87
[0,82-0,93]
1,05
[0,88-1,23]
1,00
[0,89-1,11]
0,91
[0,87-0,95]
1,64
[1,16-2,21]
1,32
[0,92-1,78]
0,92
[0,67-1,20]
0,93
[0,78-1,09]
1,11
[1,02-1,22]
1,25
[1,09-1,42]
1,12
[1,05-1,19]
1,35
[1,03-1,72]
0,70
[0,45-1,00]
1,21
[0,97-1,49]
1,60
[1,41-1,80]
1,58
[1,32-1,86]
1,15
[1,08-1,23]
1,24
[1,18-1,30]
0,80
[0,73-0,86]
0,81
[0,72-0,92]
1,05
[0,96-1,15]
0,95
[0,90-0,99]
1,17
[1,09-1,25]
1,10
[1,05-1,15]
1,00
395

Références
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399
Emmanuelle C ambois, Caroline L aborde • Mobilité socioprofessionnelle
et mortalité en France. Des liens qui se confirment pour les hommes et qui
s’affirment pour les femmes
Les inégalités de mortalité entre les professions et catégories socioprofessionnelles françaises (PCS) sont
importantes et en augmentation. Mais il existe aussi de larges inégalités de mortalité au sein des PCS selon la
nature des carrières passées. Les transformations du marché du travail et des parcours professionnels dans les
dernières décennies, notamment pour les femmes, modifient la composition des PCS et leur niveau moyen de
mortalité. Cet article analyse l’évolution des inégalités de mortalité entre les PCS à travers l’étude des mobilités
professionnelles et de la mortalité associée, en utilisant les données de l’Échantillon démographique permanent
(EDP), un échantillon suivi et représentatif de la population française à différentes dates. L’étude de la mortalité
en 1975 (EDP75) et en 1999 (EDP99), selon les PCS et les mobilités professionnelles passées, montre que la
mortalité a baissé pour toutes les PCS mais de façon différente, aboutissant à un léger creusement des écarts
pour les deux sexes. Au sein des PCS, les écarts selon les mobilités passées sont renforcés dans l’EDP99 pour
les hommes et se généralisent pour les femmes. La modification de la composition des PCS et l’évolution de la
surmortalité associée à certaines mobilités a contribué à cette augmentation des inégalités entre PCS. Interpréter
l’évolution des inégalités de mortalité à la lumière des changements sociodémographiques s’avère donc particulièrement important.
Emmanuelle C ambois, Caroline L aborde • Occupational Mobility and Mortality
in France : L inks confirmed for men, brought to light for women
Mortality differentials between French occupations and occupational classes are large and widening. But
considerable inequalities also exist within occupational classes by career history. Changes in the labour market
and occupational pathways in recent decades – notably among women – have altered the composition of
occupational classes and their average mortality levels. This article analyses the changes in mortality differentials
between occupational classes by studying occupational mobility and associated mortality using data from the
Permanent Demographic Sample (Échantillon Démographique Permanent: EDP), a long-term sample representative of the French population at different dates. Analysis of mortality in 1975 (EDP75) and 1999 (EDP99) by
occupational class and past occupational moves shows that mortality has declined for all classes but in different
ways, causing a slight widening of differentials for both sexes. Within occupational classes, differentials by
past moves increased in the EDP99 for men and were now observed in all classes for women. Changes in the
composition of occupational classes and in excess mortality associated with certain moves has contributed to
this increase in inequalities between occupational classes. This finding highlights the importance of interpreting
changes in mortality differentials in the light of sociodemographic developments.
Emmanuelle C ambois, Caroline L aborde • Movilidad socio - profesional y
mortalidad en Francia . Relaciones que se confirman en los hombres y se afirman
en las mujeres
Las desigualdades de mortalidad entre las profesiones y categorías socio-profesionales francesas (PCS) son
importantes y están todavía aumentando. Pero existen también amplias diferencias de mortalidad dentro de
las PCS según la naturaleza de la carrera pasada. Las transformaciones del mercado del trabajo y de los recorridos socio-profesionales en las ultimas décadas, particularmente en las mujeres, han modificado la composición
de las PCS y su nivel medio de mortalidad. Este articulo analiza la evolución de las desigualdades de mortalidad
entre las PCS a través del estudio de la movilidad profesional y de la mortalidad asociada, utilizando los datos
del Echantillon démographique permanent (EDP), es decir un panel observado en continuo y representativo
de la población francesa en diferentes fechas. El estudio de la mortalidad en 1975 (EDP1975) y en 1999 (EDP99),
según la PCS y la movilidad profesional pasada, muestra que la mortalidad ha disminuido en todas las PCS
pero de manera diferente, abocando a un ligero ahondamiento de las diferencias tanto en los hombres como
en las mujeres. En el EDP99, dentro de las PCS, las diferencias según la movilidad pasada se refuerzan en los
hombres y se generalizan en las mujeres. La modificación de la composición de las PCS y la evolución del exceso
de mortalidad asociado a ciertas movilidades han contribuido al aumento de las diferencias entre las PCS.
Interpretar la evolución de las desigualdades de mortalidad a la luz de los cambios socio-demográficos se revela
pues particularmente importante.
Mots-clés : mortalité différentielle, inégalités socioprofessionnelles, mobilité, professions et catégories socioprofessionnelles (PCS), France.
Keywords: differential mortality, occupational inequalities, mobility, occupations and
occupational classes, France.
400

Emmanuelle CAMBOIS* and Caroline L ABORDE**
Occupational Mobility
and Mortality in France
Links Confirmed for Men, Emergent for Women
Identifying mortality differentials between occupational classes
requires information on a very large sample of people tracked over
a long period. To study these differentials, in 1954, INSEE (National
Institute for Statistics and Economic Studies) assembled an initial
sample of nearly 500,000 men aged 30-69 (and their spouses) from all
occupational classes in order to observe their subsequent mortality
via the national register of physical individuals. The operation
was repeated in the 1975 census for more than 800,000 men and
women aged 30-64, and again in later censuses. The results show
that mortality differentials by occupational class in France have
not narrowed and are actually widening. One serious limitation of
these studies is that they “freeze” people in an occupational class,
without being able to measure the effect of occupational moves
on mortality. Emmanuelle C AMBOIS and Caroline L ABORDE partly
overcome this limitation by using INSEE’s permanent demographic
sample (Échantillon démographique permanent, EDP) to identify
earlier occupational moves by people aged 30-84 in 1975 and in
1999. The authors find a strong correlation between these moves
and subsequent mortality. “Downward” moves are most often
associated with excess mortality, particularly for men, but also – in
recent years – for women.
In the early 2000s, life expectancy at age 35 for the highest-qualified
occupations reached 47 years for men and 51 years for women, exceeding the
figures for manual workers by 6 and 2 years respectively (Cambois et al., 2008,
2011). As shown in previous studies, there is a mortality gradient for occupations
and occupational classes (Box 1), with highly-qualified and intermediate
* Institut national d’études démographiques, Paris.
** Attached to INED at the time of the study.
Correspondence: Emmanuelle Cambois, Institut national d’études démographiques, 133 boulevard
Davout, 75980 Paris Cedex 20, France, tel.: +33 (0)1 56 06 22 55, e-mail: [email protected]
Population-E, 66 (2), 2011, 333-360
E. C AMBOIS, C. L ABORDE
occupations at the top, followed by the self-employed and clerks, and then by
manual workers (Cambois et al., 2001; Leclerc et al., 2006; Monteil and RobertBobée, 2005). Non-retired inactive people exhibit the highest excess mortality,
particularly men whose poor health often places them in this category.
The occupational class recorded at a given date is not the only marker of
mortality differentials; disparities may also be associated with occupational
moves. A study on a 1975 French population sample revealed major mortality
differentials for men within individual occupational classes according to the
class occupied earlier in their career (Cambois, 2004b). The study found that
the mortality of those who changed occupational class between 1968 and 1975
(the “movers”) differs from the mortality of those who did not change (the
“non-movers”). Mortality risks for movers (for example, persons in highlyqualified occupations in 1975 who had been clerks in 1968) were between the
average risk for non-movers in the class of origin (in this example, a lower risk
than for clerks in both 1968 and 1975) and the average risk for non-movers in
the class of destination (here, a higher risk than for people in highly-qualified
occupations in both 1968 and 1975).
These results confirm those observed in several similar British studies
(Blane et al., 1999; Fox et al., 1985; Goldblatt, 1988). They can be explained
by the impact of socioeconomic status and life-long exposures to risk, which
are closely tied to careers for men, and which modify mortality risks (Goldberg
et al., 2002; Kuh and Ben Shlomo, 1997). But these differences are also due to
the selection effects of movers on individual characteristics linked to mortality
risks and which are career determinants: qualifications, experience, and health
status are all correlated with mortality, affecting the probability of promotion
and of keeping one’s job, and the risk of downward moves (Jusot et al., 2008;
Melchior et al., 2005).
The same French study found that the links between occupational class,
mobility, and mortality were weaker among women in the 1970s. At a time
when their presence in the labour market was limited, their occupational status
and careers were not linked to the same factors as those of men, and less closely
mirrored the socioeconomic situations that had a positive or critical impact
on health. These situations are better described by a combination of individual
occupational and family characteristics (Annandale and Hunt, 2000; Arber,
1997; Bartley et al., 2004; Mejer and Robert-Bobée, 2003; Sacker et al., 2000;
Walters et al., 2002). In terms of health risks, occupational classes are more
heterogeneous for women than for men, the mortality gradient is flatter, and
the differentials between occupations are generally non-significant. The study
showed, however, that moves from highly-qualified and manual occupations
to inactivity were associated with significant excess mortality.
Since the 1970s, the French occupational landscape has changed in many
ways (Amossé and Gollac, 2008; Baraton, 2006; CERC, 2005; Chapoulie, 2000;
Chenu, 1998), with the massive entry of women into the labour market, an
334
OCCUPATIONAL MOBILITY AND MORTALITY IN FRANCE
increase in mobility, less frequent access through promotion to the most highly
qualified occupations for men, and a convergence between unskilled occupations
from both manual worker and clerical classes.
Meanwhile, French mortality has continued to decline (Meslé, 2006). The
downtrend has not been identical across occupational classes, and mortality
differentials have persisted, and even widened for inactive people (Leclerc et
al., 2006; Menvielle, Chastang et al., 2007; Menvielle, Leclerc et al., 2007).
These developments are partly due to changes in the composition of occupational
classes. With the increase in the average educational level of the general
population, the links between qualifications, occupation, and mortality have
evolved. In particular, the return on investment of qualifications – whose
number has increased – on the job market and in terms of income, has fallen
(Vallet, 2004), and the mortality risk has increased for persons with no
educational qualifications, whose numbers have declined (Cambois, 2004a).
Generally speaking, careers have changed over time, particularly among women,
changing the composition of occupational classes and hence their associated
mortality level.
This study compares the links between mortality, occupational class, and
occupational mobility in the 1970s and in the 1990s. We examine changes in
occupation-related mortality differentials using a dynamic approach that takes
account of occupational moves and of their link with mortality.
I. Data and method
1. Data
The permanent demographic sample (Échantillon démographique permanent,
hereafter EDP) is based on a 1/100 sample of census files created at the time
of the 1968 census and followed and updated with each new census (1975,
1982, 1990, and 1999). By matching it with the national register of physical
individuals (Registre national d’identification des personnes physiques, hereafter
RNIPP), census variables can be linked with deaths. Matching was partial at
first but is now global. We used two EDP sub-samples (Figure 1): EDP75,
derived from the 1975 census, and EDP99, derived from the last exhaustive
census conducted in France (1999). For EDP75, we used information from the
1975 census and the previous one (1968), and for EDP99, information from
the 1999 census and the previous one (1990). More specifically, we recorded
age, sex, and occupational class (OC) in the more recent census, plus occupational
class in the previous one. Next, we recorded deaths registered from 1975 to
the end of 1979 for EDP75 individuals, and from 1999 to the end of 2003 for
EDP99 individuals.(1) We could thus calculate mortality risks linked to 1975
(1) A period of nearly 5 years in all, as the enumeration took place between 20 February and
20 March in 1975, and between 8 March and late April in 1999.
335
and 1999 occupational classes and to past moves (1968-1975 and 1990-1999).
Our study populations are representative of the French populations of 1975
and 1999, limited to individuals identified in the previous census.(2) In addition,
because of certain limitations in EDP coverage for mortality analysis (Couet,
2006), people aged over 85 in the 1975 census (born before 1890 and not
registered in the RNIPP) and people born abroad (whose deaths are underreported owing to residential moves back to the home country) had to be
excluded from the samples. They therefore represent around 90% of the total
census populations.
Figure 1. EDP75 and EDP99 study populations
Ined 2011
Study population
Individuals in the EDP not
present at following
census (emigrated,
deceased)
OC
OC
Age
Sex
Death
Individuals in the EDP not
identified in the previous
census (recently arrived
in France)
EDP75:
1968 census
1975 census
Vital records (RNIPP)
1979
EDP99:
1990 census
1999 census
Vital records (RNIPP)
2003
Interpretation: For EDP75, we selected people enumerated in the 1975 census and identifi ed in
the previous 1968 census. For this group, we collected information on occupational class, age, and
sex in the 1975 census, occupational class in the 1968 census, and deaths occurring up to
31 December 1979.
2. Occupational classes and occupational mobility
Our reference here is the French classification of occupations and occupational
classes at its most aggregated level (Desrosières and Thévenot, 2002). It comprises
six classes of currently or formerly economically active people plus the inactive
class (Box 1).
(2) Our study populations are not representative of individuals in 1968 and 1990 (nor of careers
from 1968 to 1975 and from 1990 to 1999), as the populations were affected by mortality and attrition
between the two censuses. Rather, we worked on closed populations of persons in 1975 and 1999
whose characteristics are known at two moments in their career via retrospective information that
enables us to highlight disparities linked to this dual information source.
336
For this study, the two highest-qualified classes (“managers, professionals
and intellectual occupations” and “intermediate occupations”) are grouped
together owing to the small number of deaths in these classes at certain ages.
Unemployed and retired people who had previously worked reported their
former occupation in the census. They are classified in the occupational classes
corresponding to their previous occupations for the purposes of this study.
The “inactive” class comprises students, persons with disabilities, homemakers,
and unemployed people who reported no previous occupation.
Box 1. Occupational classes in our study (a)
• Highly-qualified occupations: managers, professionals and intellectual occupations + intermediate
occupations (including unemployed and retired)
• Self-employed: craft workers, traders, and business owners (including unemployed and retired)
• Farmers: small/medium-sized/large farm owners (including unemployed and retired)
• Clerks: wage employees in administrative departments, businesses, trade, and services (including
unemployed and retired)
• Manual workers: skilled and unskilled manual workers and farm workers (including unemployed
and retired)
• Inactive: students, conscripts, persons with disabilities, non-retired inactive people, homemakers,
and unemployed people who have not worked or who report no occupation.
(a)
Based on the 1982 French classification of occupations.
By identifying occupational classes in the two censuses, people’s past
moves can be tracked. We thus distinguish between “non-movers” (same
occupation in both censuses) and “movers” (different occupation in previous
census). For movers, we define past mobility as upward or downward depending
on the mortality gradients of occupational classes: moves are upward when
people leave a class whose mortality risk exceeds that of the class of destination
(e.g. from clerk to highly-qualified occupation); in the opposite case, they are
called downward moves.
This definition, used in the previous study, enables us to qualify all the
moves observed, without prejudging their social signification (Cambois, 2004b).
The definition does not strictly refer to social promotion or demotion, for it is
hard to qualify certain moves, especially if we do not know whether they are
voluntary or not (e.g. from self-employed to wage employee). Yet many moves
consist of well-identified pathways: the promotion of skilled manual workers
or clerks to supervisory jobs (foremen or managers), or demotion in the opposite
case; moves from wage employment to self-employment (moves from clerks,
manual workers or managers to self-employment as craft workers or business
owners), or the reverse; exit from economic activity (or absence of promotion)
for persons combining characteristics usually associated with excess mortality,
notably poor health (“healthy worker” effect).
337
Lastly, it should be noted that the observation periods for occupational
mobility differ in EDP75 and EDP99. The period covers seven years for EDP75,
from 1975 back to 1968; and nine years for EDP99, from 1999 to 1990. Going
back further in people’s lives would involve considering more moves in EDP99
and thereby increasing observed mobility with respect to EDP75. We will
compare our findings with other studies performed in France on occupational
mobility and mobility trends.
3. Study population
The study focuses on people aged 30-84 in 1975 and 1999. The lower age
limit is set at 30 years to minimize the inclusion of current and former students.
The upper age limit is dictated by the RNIPP’s restriction to people born after
1890.
Retired people are included in the study to increase the size of sub-groups
in our samples and allow for the higher number of deaths that characterize
them. In practice, people described as retired in both censuses (10-15% of each
occupational class) are classified among the non-movers in their occupations,
alongside economically active non-movers. This partly masks the connection
between the job stability of economically active people and mortality. Conversely,
however, the inclusion of retired people makes it possible to avoid selection
effects, particularly those caused by early retirements linked to the difficulty
of remaining in employment and which do not affect all occupational classes
in the same way. By including retired people, we can also capture the long-term
effects of job-related risk exposure before retirement. Retired people – most
of whom were non-movers in their occupational classes before retirement (73%
of economically active people aged 50-60 in EDP99 were non-movers) – fully
contribute to characterizing associated mortality conditions. Former occupations
continue to influence health risks during retirement, and mortality differentials
between occupational classes persist in very old age (Cambois, 2004a; RobertBobée and Cadot, 2007). We will nonetheless discuss these effects by repeating
the analyses for working ages only.
4. Mortality indicators
Mortality is measured by means of age-standardized probabilities and
ratios (Box 2). The small size of certain groups requires the use of indirect
standardization to qualify move-related mortality. This approach has drawbacks:
while it allows us to compare a group of interest (e.g. highly-qualified occupations)
with the reference group (total population), it is based on the age structure of
the group of interest, not on that of the reference population. In theory,
therefore, standardization does not allow direct comparisons between groups
of interest (e.g. highly-qualified occupations and manual workers), as the
standardization structure is not the same. But the method does give a broad
picture.
338
Box 2. Mortality indicators
• Crude probabilities of dying. For a given group of persons, the annual probability of dying
( qx ), is defined as the ratio of the sum of deaths occurring in the group during the observation year
( dx ) to the group’s size at the start of the year ( Sx ).
To improve the statistical robustness of our results in this study, we use the deaths recorded in our
samples over a longer period, of around 5 years (the census year and the following 4 years), and
for individuals classified into five-year age groups (ages in the 1975 and 1999 censuses). To obtain
annual probabilities in our groups, we divide the sum of deaths in this 5-year period by the sum of
survivors in each year. We do not know the dates of death but we assume here that they are evenly
distributed across the period (with one-fifth of total deaths occurring each year). We estimate each
year’s survivors by taking the number of survivors from the previous year and subtracting one-fifth
of the deaths. We perform the calculation for each occupational class in 1975 and 1999 and for
each mobility group.
(1) q [ 30  34 yrs]  d [ 30  34 yrs]
1979
 S[ 30t 34 yrs] where S [t30+ 134 yrs]  S [t30 34 yrs]  d [ 30 34 yrs] 5
t 1975
• Standardized indicators. Taking the annual probabilities of the age groups, we age-standardize
in order to compare occupational classes or mobility groups, whose structures and average ages
are different. We apply indirect standardization owing to the small number of individuals and the
absence of deaths in certain age groups and mobility groups in the EDP. Standardized mortality
ratios (SMRs) are calculated by comparing total deaths in the occupational class with the expected
number of deaths if mortality had been equal to that of the reference population. Here, we apply
q [x - x+5] pop, the probabilities of dying of the age groups of the total population (male or female), to
the survivors of the occupational classes or mobility groups to obtain the expected total number
of deaths d’. We calculate the ratio of deaths observed in the occupational classes or mobility groups
to the expected number of deaths (2). Last, to represent mortality levels in the occupational classes
in 1975 and 1999, we also calculate the standardized annual probabilities q’ of the occupational
classes (3).
OC 1
(2) d '

[ 80 84 ]
pop
OC 1
OC 1
OC 1
OC 1
OC 1
 S x * qx ; SMR  d d ' and (3) q '  qpop SMR
OC 1
x  [ 30 34 ]
• Conﬁdence intervals (CIs). The 95% CIs of the SMRs are calculated on the basis of the population
of each mobility group ( N ) and with reference to general mortality. In our study, both calculation
methods tested (Vandenbroucke, 1982) (4) and (Liddell, 1984) (5) yield the same results. By
comparing the CIs associated with mobility groups within an occupational class, we can determine
whether the movers’ mortality differs from that of non-movers. The figures are provided in the
Appendix. On figure 2, we have specified when the movers’ SMRs were significantly different from
those of non-movers (at 95% and 90% CI for a broader interpretation of results).
(4) CI 95% 
( N  1.96  0.5) 2
; (5) CI 95% 
d'
1 1.96 
d 

1 

d '  9d
9d 
3
Age structure can influence excess mortality levels, particularly for groups
exposed to strong mortality risks irrespective of age (such as people who are ill
or exposed to specific risks). Their excess mortality will seem higher at younger
339
ages, when the mortality risk of the reference population is low, than at older
ages, when the difference with respect to average risks is smaller. More generally,
the age structures of occupational classes and of movers have evolved over time
in response to changes in sectors of activity (e.g. ageing of the farmer class), in
the labour market (e.g. end-of-career arrangements), and in legislation (e.g.
lowering of legal retirement age from 65 to 60 in 1982). We will discuss these
effects when repeating certain analyses in different age groups.
II. Results
1. Changes in occupational classes and in mortality differentials
between occupations
Tables 1A and 1B show the distribution of the male and female populations
by occupational class in the 1975 and 1999 censuses as well as past moves
(1968-75 and 1990-99). Between EDP75 and EDP99, there is a steep decline
in the percentage of inactive women and an increase in the share of highlyqualified occupations (from 24% in EDP75 to 34% in EDP99 for men aged
30-84). Among men, the inactive class is comparable in both samples in terms
of proportion (3%) and moves into the class; however, the average age fell from
nearly 56 years in EDP75 to 49 years in EDP99. Among women, the inactive
class declined from 46% to 20% and aged slightly. In EDP99, the proportion
of farmers is smaller for both sexes and their average age is higher.
In terms of mobility, non-movers represent the largest group in each
occupational class. Among the moves characteristic of men, the most frequent
is “becoming self-employed” (from highly-qualified occupations, clerks, and
manual workers to craft workers, traders, and business owners). Next come
downward moves, from highly-qualified occupations to clerks or manual
workers, or from clerks to manual workers, more frequent in EDP99 than in
EDP75. Last, we observe promotions of manual workers to highly-qualified
occupations (supervisors), whose share has remained relatively stable despite
the increase in the number of persons in highly-qualified occupations. It is
above all the proportion of moves from inactive to highly-qualified occupations
that has risen.(3) Given the longer observation period for mobility in EDP99,
a higher proportion of the young people in highly-qualified occupations in
1999 were students in the previous census. However, as noted in the literature
on career trajectories, this increase may also be due to the fact that “direct
entry” has become a more frequent pathway and internal promotion a less
frequent one for moves into the highly-qualified occupations.
Among women, the massive decrease in the inactive class has caused a
swelling of the highly-qualified occupations and clerks classes, and a greater
(3) Of the 23,795 persons in highly-qualified occupations in EDP75, 2,638 were manual workers
in 1968 (11%) and 950 were inactive (4%); of the 47,670 persons in highly-qualified occupations in
EDP99, 5,569 were manual workers in 1990 (12%) and 3,716 were inactive (8%).
340
14
Deaths 1975-79
Total / 1999 distribution 47,670
Deaths 1999-2003
341
48.1
4
9
9
<1
2
>1
<1
5
2
% total
51.8
739
12,836
330
2,178
573
215
7,375
2,165
N
Self-employed
10
11
<1
1
<1
<1
8
1
% total
50.7
742
10,445
141
1,378
320
128
7,835
643
N
Self-employed
Source: Permanent demographic sample (EDP), INSEE.
Average age (1999)
34
21
3,716
Inactive
1,676
3
5,569
Manual workers
2
3,134
Clerks
<1
1
214
1,449
Self-employed
24
% total
Farmers
33,588
N
Highly-qualified
Highly-qualified
Class in 1990
EDP99
46.6
1,079
24
Average age (1975)
1
3
2
<1
<1
18
% total
950
2,638
Manual workers
Inactive
1,771
79
481
17,876
N
Highly-qualified
Clerks
Farmers
Self-employed
Highly-qualified
Class in 1968
EDP75
13
11
<1
9
6
<1
<1
<1
5
<1
<1
% total
57.1
739
8,462
191
687
97
7,115
191
181
N
Farmers
N
15
12
1
3
7
<1
<1
2
% total
50.7
1192
17,226
968
3,829
9,019
134
428
2,848
Clerks
2
8
<1
<1
1
% total
51.5
983
11,060
262
1,880
7,752
108
213
845
N
Clerks
Occupational class in 1999
17
13
<1
<1
<1
12
<1
<1
% total
55.4
1,294
13,250
141
734
72
12,125
115
63
N
Farmers
39
34
2
27
2
1
1
2
% total
48.5
3,105
47,386
2,159
37.587
2,356
820
1,456
3,008
N
Manual workers
38
37
1
33
1
1
1
1
% total
48.1
2,893
36,961
686
32,909
1,061
697
860
748
N
Manual workers
7
3
1
1
<1
<1
<1
1
% total
48.7
573
4,830
1,477
1,727
364
157
355
750
N
Inactive
8
3
1
1
<1
<1
<1
<1
% total
55.7
583
3,124
1,057
1,141
268
215
183
260
N
Inactive
100
100
6
37
11
8
6
31
% total
49.5
8,024
138,411
8,841
51,578
15,543
8,655
11,254
42,540
N
Total/1990
distribution
100
100
3
41
11
14
10
21
% total
49.6
7,574
98,635
3,237
40,680
11,244
13,352
9,687
20,435
N
Total/1968
distribution
Table 1A. Men (age 30-84). Distribution by occupational class and pathway, mean age (in years) and number of deaths (EDP75 and EDP99)
342
14
6,343
Clerks
11
Deaths 1999-2003
5
4
1
<1
1
<1
2
<1
% total
55.6
286
6,933
1,150
367
1,328
136
3,327
625
N
Self-employed
6
5
1
<1
<1
<1
3.0
<1
% total
55.2
357
6,248
1,537
165
463
51
3,943
89
N
Self-employed
46.4
578
22
Average age (1999)
3
1
4
<1
<1
14
% total
4,684
Inactive
823
133
Farmers
Manual workers
515
21,960
N
Highly-qualified
47.0
Self-employed
Highly-qualified
Class in 1990
EDP99
Average age (1975)
9
5
Deaths 1975-79
286
<1
1
178
1
<1
<1
6
% total
1,201
Inactive
Manual workers
1,293
Farmers
Clerks
99
7,330
N
Highly-qualified
Self-employed
Highly-qualified
Class in 1968
EDP75
8
4
1
<1
<1
3
<1
<1
% total
62.7
425
6,467
1,246
240
287
4,509
109
76
N
Farmers
16
21
6
1
13
<1
<1
<1
% total
50.0
955
23,774
6,403
1,203
15,051
152
394
571
N
Clerks
31
38
7
3
25
<1
1
2
% total
49.7
1660
59,053
10,555
4,042
38,961
432
1,340
3,723
N
Clerks
18
12
3
6
2
<1
<1
<1
% total
54.8
957
18,492
4,097
9,757
3,091
616
427
504
N
Manual workers
13
11
3
6
1
<1
<1
<1
% total
54.6
765
12,454
3,844
7,277
904
155
185
89
N
Manual workers
12
8
2
<1
<1
6
<1
<1
% total
58.5
741
9,689
2,692
138
128
6,654
65
12
N
Farmers
27
20
13
1
3
1
1
1
% total
52.7
1469
31,657
20,430
2,156
5,495
950
911
1,715
N
Inactive
48
46
36
2
3
2
1
1
% total
51.7
2845
52,077
41,649
2,413
3,760
2,322
1,196
737
N
Inactive
100
100
27
11
35
4
4
18
% total
51.0
5,375
157,061
42,162
17,386
55,505
6,776
6,629
28,603
N
Total/1990
distribution
100
100
50
10
19
8
5
8
% total
52.0
5,949
114,357
57,326
11,374
21,599
9,348
5,882
8,828
N
Total/1968
distribution
Table 1A. Women (age 30-84): Distribution by occupational class and pathway, mean age (in years) and number of deaths (EDP75 and EDP99)
variety of career pathways to the highly-qualified occupations class in EDP99.
Unlike the pattern observed for men, promotions from other classes, notably
from clerks, have increased as much as direct moves from the inactive class.
Differential mortality
Between 1975 and 1999, annual probabilities of dying at ages 30-84
declined in all occupational classes, but differently. After age standardization,
only the probabilities in the largest classes decreased significantly (Table 2):
men and women in highly-qualified occupations, male manual workers,
female clerks, and inactive women. Persons in highly-qualified occupations
– already the most favoured class in 1975 – enjoyed the largest relative
decrease (–39% of the initial standardized probability for women, –30% for
men) with respect to the decrease in the relative probability of dying in the
Table 2. Annual age-standardized probabilities of dying (%) by occupational
class in 1975 and 1999 (q’), change (q’) and relative difference with respect to
highly-qualified occupations
EDP75
Men
q’
CI(a)
EDP99
q’
CI(a)
Change in q’
between 1975
and 1999(b)
q’
q’ (%)
Relative difference
with highlyqualified
occupations (%) (c)
1975
1999
Highly-qualified
1.18 [1.04–1.33] 0.83 [0.75–0.92]
–0.35*
–30
–
Farmers
1.36 [1.16–1.55] 1.04 [0.83–1.26]
–0.32*
–24
+15
+25
–
Self-employed
1.39 [1.16–1.63] 1.05 [0.86–1.23]
–0.34*
–24
+18
+25
Clerks
1.59 [1.36–1.83] 1.23 [1.06–1.40]
–0.36*
–23
+35
+48
Manual workers 1.85 [1.72–1.98] 1.42 [1.32–1.52]
–0.43*
–23
+57
+71
Inactive
2.74 [2.18–3.30] 3.17 [2.81–3.54]
+0.43*
+16
+132
+282
Total
1.58 [1.51–1.66] 1.19 [1.13–1.24]
–0.39*
–25
+34
+42
q’
q’ (%)
1975
1999
Women
q’
CI(a)
q’
CI(a)
Highly-qualified
0.87 [0.68–1.06] 0.53 [0.45–0.61]
–0.34*
–39
–
Farmers
0.93 [0.73–1.12] 0.61 [0.42–0.79]
–0.32*
–34
+7
+15
–
Self-employed
1.03 [0.77–1.29] 0.69 [0.49–0.89]
–0.34*
–33
+18
+30
Clerks
0.98 [0.85–1.11] 0.63 [0.57–0.70]
–0.35*
–36
+13
+19
Manual workers 1.06 [0.87–1.25] 0.78 [0.65–0.91]
–0.28*
–26
+22
+47
Inactive
1.15 [1.07–1.24] 0.86 [0.77–0.95]
–0.29*
–25
+32
+62
Total
1.06 [1.00–1.12] 0.69 [0.65–0.74]
–0.37*
–35
+22
+30
(a)
95% confidence intervals.
Change in standardized probability: q’ = (q’1999 – q’1975i ) and  q’ (%) = (q’1999 – q’1975i ) / q’1975
(c)
Relative difference between standardized probability for highly-qualified occupations and that for other
classes: (q’i – q’highly-qualified) / q’highly-qualified
*Change significant at 95% level.
(b)
343
general population (–35% among women, –25% among men). By contrast,
the relative change was less favourable than the average for female manual
workers and inactive people.
Figure 2. SMR by occupational class in EDP75 and EDP99
Men and women (aged 30-84), deaths occurring
in the periods 1975-79 and 1999-2003
3.0
SMR
Ined 2011
Men aged 30-84
EDP75
2.5
EDP99
2.0
1.5
1.0
Overall
Men aged 30-84
0.5
0.0
Highly-qualified
3.0
Self-employed
Farmers
Clerks
Manual workers
SMR
Inactive
Ined 2011
Women aged 30-84
EDP75
2.5
EDP99
2.0
1.5
1.0
Overall
Women aged 30-84
0.5
0.0
Highly-qualified
Self-employed
Clerks
Farmers
Manual workers
Inactive
Interpretation: The SMR for the male inactive class was 1.73 in EDP75
and 2.67 in EDP99. The figures are shown in the Appendix Tables.
Thus, in terms of excess mortality relative to the average (SMR), as illustrated
in Figure 2, the gradient for men has been widened as a result of a mild decrease
for highly-qualified occupations at one end (from 0.8 to 0.7) and, at the other
end, a small increase for manual workers and a significant one for inactive
people (from 1.7 to 2.7). The trend is similar among women, with a slightly
greater increase in the SMR for female manual workers than for their male
344
counterparts. Excluding inactive people, there has been little change in the
steep SMR gradient for men, and that of women has converged towards it, with
clerks and farmers occupying reversed positions on the male and female
gradients.
2. Change in links between career and mortality among men
The SMRs associated with occupational moves changed during the period,
as illustrated in figures 3A for men and 3B for women (detailed figures in
Appendix). Among men, we note a massive rise in excess mortality for inactive
non-movers (SMR increasing from nearly 1.9 in EDP75 to 3.7 in EDP99) and
most inactive people previously in another class. Likewise, but less so, manual
workers who moved from another class display higher excess mortality in
EDP99, notably former clerks (rising from 1.1 in EDP75 to 1.3 in EDP99).
Among highly-qualified occupations, the SMRs of non-movers, former selfemployed, and former inactive people are slightly lower in EDP99 than in
EDP75 (the difference is not significant). SMRs for movers out of inactivity are
more dispersed in EDP99 and rising, except for those who entered highlyqualified occupations.
In EDP99, as in EDP75, the SMRs of male non-movers form a dividing line
between the higher SMRs for downward movers and the lower SMRs for upward
movers. Movers’ SMRs lie almost consistently between the SMR of non-movers
in their old occupational class and the SMR of non-movers in their new class,
and are closer to the latter values. The sole exception in EDP99 consists of the
pathways between clerks and manual workers. Regardless of the direction of
mobility, these pathways display an equivalent excess mortality (SMR = 1.3),
higher than that of non-mover clerks (SMR = 1.0) and close to that of nonmover manual workers (SMR = 1.2).
3. A notable change for women
Figure 3B shows a slight widening of the SMR gradient for non-movers,
which ranged from 0.8 for non-mover highly-qualified occupations to 1.1 for
non-mover inactive people in EDP75, and from 0.7 to 1.2, respectively, in
EDP99. A significant excess mortality emerges for certain downward moves:
female clerks and manual workers who were previously in highly-qualified
occupations or self-employed; and women who became inactive (except the
former self-employed). Unlike the pattern observed among men, the SMRs for
these downward moves exceed the SMRs of non-movers in the occupational
classes of origin and of destination. We also note that the SMR of self-employed
women (e.g. in craft occupations) who have become inactive is close to that of
female non-movers, whereas it is far higher among men. The SMRs for upward
movers are generally indistinguishable from SMRs of non-movers in the class
of origin (except for previously inactive movers, who display below-average
mortality).
345
Figure 3A. Male SMRs by past moves, with reference to mortality risk
for male population (aged 30-84)
SMR
Ined 2011
4.0
EDP75 – SMRs for 1975 occupational classes
with respect to 1968 occupational classes (period 1975-1979)
3.5
Upward movers
Non-movers
Downward movers
3.0
2.5
Inactive**
2.0
1.5
1.0
Manual
workers
Inactive**
Inactive**
Clerks**
Manual workers*
Clerks
Self-employed
Manual workers
Farmers
Farmers
Highly-qualified
Inactive**
Manual workers*
Inactive
Clerks
Self-employed
Highly-qualified
Self-employed
Manual workers
Clerks
H. qualif.**
Selfemployed **
Farmers**
Highly-qualified
Farmers
Highlyqualified**
0.5
0.0
Clerks
Farmers
Self-employed
Highly-qualified
Self-employed
Farmers
Clerks
Manual workers
Inactive
Occupational classes in 1968
SMR
Ined 2011
4.0
3.5
EDP99 – SMRs for 1999 occupational classes
with respect to 1990 occupational classes (period 1999-2003)
Upward movers
Non-movers
Downward movers
3.0
2.5
Inactive**
Inactive**
Inactive**
Clerks**
Manual
workers**
2.0
Inactive**
Inactive**
Farmers**
Selfemployed **
1.5
Manual workers**
1.0
Selfemployed
Farmers
Manual workers**
Clerks**
Manual workers**
Clerks
Farmers
Highly-qualified
Self-employed
Clerks
Manual workers**
Farmers
Clerks
Self-employed
Farmers
Highly-qualified
Self-employed
Highlyqualified**
Highlyqualified**
Highly-qualified
0.5
0.0
Highly-qualified
Self-employed
Farmers
Clerks
Manual workers
Inactive
Note: In the top figure, each point corresponds to the SMR for the 1975 occupational status classified
by 1968 class shown on the x-axis (figures in Appendix). As the reference mortality is that of the total
population, this representation allows a comparison of movers’ SMRs in the class of origin (on the
y-axis) and in the class of destination. SMRs in bold are those for which the confidence interval does
not overlap with that of the non-mover group in the initial class (** at 95%; * at 90%); italics show
pathways involving few people.
Interpretation: Men who moved from highly-qualified occupations in 1968 to inactive in 1975 have
an SMR of 1.6; those who moved from manual work to inactivity have an SMR of 2.0.
346
Figure 3B. Female SMRs by past move, with reference to mortality
mortality risk for female population (aged 30-84)
SMR
Ined 2011
4.0
EDP75 – SMRs for 1975 occupational classes with respect to 1968
occupational classes (period 1975-1979)
3.5
Upward movers
Non-movers
Downward movers
3.0
2.5
2.0
Farmers
1.5
Manual workers
Inactive**
Clerks
1.0
Inactive
Clerks
0.5
0.0
Manual workers
Self-employed
Highly-qualified
Inactive
Highly-qualified
Manual workers
Farmers
Self-employed
Self-employed
Inactive**
Manual workers
Clerks
Inactive**
Farmers
Highly-qualified
H. qualif.
Clerks
Clerks**
Farmers** Manual
workers
Self-employed Self-employed**
Highly-qualified
Self-employed
Farmers
Clerks
Manual workers
Inactive
SMR
Ined 2011
4.0
3.5
3.0
EDP99 – SMRs for 1999 occupational classes with respect to 1990
occupational classes (period 1999-2003)
Upward movers
Non-movers
Downward movers
2.5
2.0
Manual workers**
Inactive
1.5
Inactive**
1.0
Self-employed
Farmers
Clerks*
Manual workers**
Farmers
Farmers
Highly-qualified
Manual workers
Clerks
Self-employed
Highly-qualified
Inactive
Highly-qualified
Clerks
Inactive**
Manual workers
Self-employed
0.5
0.0
Highly-qualified
Self-employed
Farmers
Clerks
Inactive**
Self-employed
Highly-qualified
Clerks
Farmers
Manual
workers
Clerks*
H. qualif.*
Self-employed
Farmers*
Inactive
Manual workers
Note: In the top figure, each point corresponds to the SMR for the 1975 occupational status classified
by 1968 class shown on the x-axis (figures in Appendix). As the reference mortality is that of the total
population, this representation allows a comparison of movers’ SMRs in the class of origin (on the
y-axis) and in the class of destination. SMRs in bold are those for which the confidence interval does
not overlap with that of the non-mover group in the initial class (** at 95%; * at 90%); italics show
pathways involving few people.
Interpretation: The excess mortality of women who moved from highly-qualified occupations in 1968
to inactive in 1975 is significantly different (SMR = 1.3) from that of the total population (SMR = 1) and
that of non-movers in highly-qualified occupations (SMR = 0.8).
347
4. Transformation of the male inactive class
To better understand the change in the SMR for movers to inactivity (see
Appendix), and the decrease in the average age for the inactive class, we made
an exploration by age group. Mobility towards inactivity (not retired) among
people in the oldest age group who were formerly in another occupational class
is less frequent in EDP99 than in EDP75, despite the longer observation period.
This mobility class concerns 4% of men aged 60-69 (who were in their 50s in
the previous census) in EDP75 and 2% in EDP99. We find the same proportions
among the 70-84 age group. By contrast, this mobility increases among the
50-60 age group (who were in their 40s in the previous census), rising from
2% of men in that age group in EDP75 to 4.7% in EDP99. In parallel, the SMR
of inactive people rises from 2.9 to 3.8 for the 50-60s and from 1.6 to 2.1 for
the 60-70 age group. We find no change in excess mortality at the oldest ages
(SMR70-84 = 1.4). The SMR of non-mover inactive people is higher than that of
movers who have become inactive, and it has risen in all age groups. Overall,
the inactive class in EDP99 comprises younger men whose excess mortality,
higher than that of older men, is rising regardless of whether they were classified
as inactive in both censuses or became inactive between the two.
III. Discussion
1. Mortality differentials are widening in each occupational class
Mortality is declining in nearly all occupational classes. Excluding inactive
people, and by comparison with the total population, the mortality downtrend
is steeper for persons in highly-qualified occupations and more moderate for
manual workers, particularly women: differentials have widened slightly
between highly-qualified occupations and manual workers, and the male and
female mortality gradients have converged considerably. In the inactive class,
the standardized probability of dying has not declined among men (nonsignificant increase) and has registered the weakest decrease among women.
The excess mortality of inactive people has thus increased further, and massively
so for men.
Inactivity, transitions to inactivity, and associated mortality risks
The worsening relative situation of inactive people, identified in several
studies (Leclerc et al., 2006; Monteil and Robert-Bobée, 2005), has several
possible causes. First, the potential for mortality gains is probably smaller
in this group – characterized by poor health – than in the rest of the population.
Second, the transition to inactivity can, in itself, adversely affect living
conditions and increase health risks through loss of income, of social networks,
of health care coverage, and so on. These effects can also be aggravated in
periods of economic hardship when inactive people are more vulnerable,
resulting in an increase in health risks associated with these exits from
348
activity (Bartley and Owen, 1996; Khlat et al., 2004). Third, the selection
effect of economically active people may be stronger during economic
downturns, further excluding persons with unfavourable characteristics
(poor health, history of unemployment, low skills, etc.) from the labour
market, and thereby widening the distinction between the economically
active and inactive (Sermet and Khlat, 2004).
The mortality level of inactive women still bears no comparison with that
of inactive men, who continue to be far more strongly selected (3% of the male
population versus 20% of the female population in 1999). In France, men often
are or become inactive for health reasons. This is known as the “healthy worker”
effect (Barnay, 2009; Jusot et al., 2008). A proportion of women become inactive
because of other factors, particularly family-related reasons (Pailhé and Solaz,
2007 and 2008) that are not necessarily linked to a critical socioeconomic
status. However, we note an increase in the SMR of inactive women between
EDP75 and EDP99. This emerging excess mortality probably means that the
“healthy worker” effect now applies more widely to women, who are more
present on the labour market than in the past.
Moves between occupational classes and mortality
The correlation between occupational mobility and mortality is found in
EDP75 and EDP99. For men, these links are confirmed and even strengthened
for inactivity but also for some downward moves, such as manual workers
arriving from other classes. The movers’ SMR gradient has widened, although
it remains confined within the gradients of the occupational classes. In EDP99,
the risk for movers still lies between the average risks in the classes of origin
and destination. This is the “gradient constraint” discussed by Blane in
connection with British data (Blane et al., 1999).
For women, the links between mortality and mobility have become more
clearcut. Downward moves are accompanied by a rising excess mortality well
outside the gradient of the occupational classes in EDP99. Women’s downward
moves may be determined more often than before by criteria linked to mortality
risks (poor health, low skills, etc.), as is already the case for men. As a result,
these groups stand well apart from the rest of their class, leading to what one
study called a “strong” selection effect (Claussen et al., 2005). The emergence
of a “healthy worker” effect in the female population thus coincides with the
emergence of excess mortality connected with downward moves.
By contrast, the SMRs for upward moves do not diverge from the average
among women (except for formerly inactive women). Likewise, some moves
that are strongly associated with excess mortality among men are not so among
women, one notable example being the move from self-employment to inactivity.
As discussed earlier, beyond women’s individual characteristics, female careers
remain tied to family life (Sédillot and Walraët, 2003), particularly for moves
from self-employment to paid employment or inactivity (Toulemon, 1998).
349
However, despite these residual specificities, our study shows that the sharp
decrease in female inactivity (from 46% in EDP75 to 20% in EDP99) is associated
with a narrowing of gender differences in the links between occupation,
mobility, and mortality. Despite the persistence of a wide gap between male
and female mortality levels, we have shown that the occupational gradient of
women’s SMRs has moved much closer to that of men (excluding the inactive
class).
2. The changing links between occupational class, mobility,
and mortality
Mortality trends in a given occupational class can be attributed to changes
in careers and in the associated mortality levels. The SMR of men in highlyqualified occupations has declined slightly, while access to this class via
“promotion” (from other occupations) faced stronger competition from direct
access by previously inactive persons (young graduates) in 1999. This change
is due to the longer observation period for moves in EDP99. However, it also
reflects a structural change in the highly-qualified occupations class, which
less frequently recruits from among clerks or manual workers than before
(Chapoulie, 2000; Chenu, 1998; Galland and Rouault, 1998). This shift may
explain the further slight decline in mortality risk for highly-qualified
occupations.
Similarly, part of the massive increase in the SMR of inactive men may be
attributable to composition effects. Although the inactive class represents the
same proportion of the male population in EDP75 and EDP99, in 1999 it
includes a higher percentage of young people with a greater excess mortality
than the oldest members of the class. Between our two study periods, France
lowered the legal retirement age from 65 to 60 and introduced schemes for
early or progressive retirement. This change has allowed economically active
people in their early 60s who can no longer work to officially retire from their
occupation (and therefore remain in their occupational class), rather than
being classified as inactive (Burricand and Roth, 2000). The inactive class of
1999 therefore comprises non-mover inactive people (in a smaller proportion)
whose excess mortality has risen, and incoming movers who are slightly
younger than their EDP75 counterparts and who have high excess mortality,
higher than that of the oldest members of the class, and higher in EDP99. The
increase in the SMR of inactive people is thus due to the combination of
increased excess mortality in certain groups and the larger share of these
groups in the composition of the inactive class.
In a mirror effect, the lowering of the legal retirement age has also affected
mortality levels in the other occupational classes: a larger number of persons
aged 60-65 in poor health are included in the classes as retired or pre-retired
people, thereby slightly increasing the mean mortality risks in these classes
and limiting the mortality gains in non-mover groups. This finding highlights
350
the importance of adopting a comprehensive approach to the measurement of
inequalities against a backdrop of social change.
The increase in the SMR of male and female manual workers is thus linked
to a mild increase in the SMR of non-movers, due partly to the effects described
above (a less favourable economic period for these occupations; inclusion of
retired and pre-retired person in poor health) and also to changes in careers
and working conditions that may affect health. We also observe an increase
in the SMR of people who joined this manual worker class in downward moves,
particularly from the clerks class. This finding is consistent with a blurring of
the distinction between unskilled manual workers and unskilled clerks
(Chardon, 2001). It is another example of a strong selection effect, due to the
more frequent moves by the lowest-skilled members of both classes, who are
more exposed to health risks.
3. Selection and exposure for moves between occupational classes
Our results show that the “healthy worker” effect is paired with a “healthy
promoted worker” effect among men. The occupational ladder seems to select
the people whose social and health-related characteristics resemble those of
the class of destination, as several recent studies have shown (Cardano et al.,
2004; Hemmingsson and Lundberg, 2005; Jusot et al., 2008; Khlat et al., 2004;
Melchior et al., 2006; Melchior et al., 2005; Mesrine, 2000; Ribet et al., 2003;
Saurel-Cubizolles et al., 2001). Downward pathways are associated with excess
mortality for both sexes, as is non-promotion for men (by comparison with
promoted workers). First, poor health can hinder the chances of promotion or
lead to an unstable career, incrasing the risk of downward mobility. Second,
the characteristics and social statuses associated with these pathways (lower
skills, unemployment, etc.) are linked to greater health risks.
Besides the selection effect, the link between mobility and mortality can
also be explained by the risk exposures associated with different occupational
and social environments in the course of a career. Such exposures can have a
long-term impact on health, as life course analyses have shown (Bartley and
Plewis, 2002; Davey Smith et al., 1997; Holland et al., 2000; Kuh and Ben
Shlomo, 1997; Pavalko et al., 1993).
Many studies – particularly in recent years – have revealed the coexistence
of selection and exposure effects of varying magnitudes (Cardano et al., 2004;
Hemmingsson and Lundberg, 2005; Jusot et al., 2008; Melchior et al., 2006;
Ribet et al., 2003). The lack of data on health and on dates of moves between
classes limits the scope for measuring these phenomena in our study. However,
our results do show that the SMR of male movers lies in between that of nonmovers in the class of origin and non-movers in the class of destination. This
suggests an impact of the occupational and social contexts of the classes of
origin and of destination that modulates the risks faced by people who experience
them over their career.
351
4. Limitations of our study
We have stressed the fact that the observation period for moves is not identical
in both samples – hence an increase in the frequency of moves observed. We cannot
assess the magnitude of this effect and its impact on the links between mobility
and mortality. However, we have confirmed that the trends do reflect actual changes
in the economically active population identified in various studies.
Another limitation of our study is the inclusion of elderly people who were
already retired in the first census and were regarded as non-movers. But this
stability is not comparable to that of members of the same occupational classes
still economically active. We repeated the analyses by narrowing the study population
to ages 30-69 so as to limit the inclusion of retirees in both censuses, and to identify
the differences with the analysis of the population aged 30-84. The results are
similar, but male and female farmers, inactive people, male clerks, and female
manual workers have very high excess mortality. This could be a sign of higher
excess risks among the youngest members of these classes, as suggested earlier
with regard to the inactive class: premature mortality is well above average in
manual and/or low-skilled occupations (Leclerc et al., 2006). The confidence
intervals are very wide, however, and few pathways display significant SMRs.
These data do not provide a fuller explanation of why mortality risks are
related to the type of move. There is no information on intercensal moves or
on length of exposure in occupational classes. The data do not enable us to
refine the analysis in terms of working conditions or health status, as these
variables are not recorded in the censuses. In this connection, it would be
worth exploring the causes of death, but a preliminary study showed that the
analysis would be hampered by the insufficient number of deaths stratified by
cause in our mobility groups.
Likewise, because of the small number of deaths in certain groups, our
approach does not distinguish more homogeneous categories within occupational
classes, which would have enabled us to better specify the links between
mobility and mortality (e.g. highly-qualified vs. intermediate occupations;
skilled vs. unskilled manual workers and clerks). It would be interesting to
supplement this work with analyses of certain characteristics, such as the level
of qualification or education, or being unemployed, which influence both
occupational pathways (Amossé, 2003; Amossé and Gollac, 2008; Chapoulie,
2000; Monso, 2006) and health risks (Cambois, 2004a; Davey Smith et al.,
1998; Huisman et al., 2005; Mejer and Robert-Bobée, 2003; Walters et al., 2002).
Identifying a selection effect for these characteristics would shed light on the
mechanisms that give rise to these findings. However, this type of analysis is
complex, given the extent to which the definitions and representations of such
characteristics also change over time, as illustrated earlier with educational
attainment (Cambois, 2004a). It is therefore hard to interpret the changing
role of sociodemographic characteristics in the links between occupational
class and mortality.
352
In sum, the EDP-based approach has limitations, but also significant
advantages. It offers a vision of long-term effects, based on the total population
and on all occupational situations and moves (wage employment and selfemployment, promotions and demotions, entries into and exits from employment).
It has allowed us to analyse changes in mortality and inequalities by observing
concomitant structural shifts.
Conclusion
Our study has revealed a change in the links between occupational classes,
mobility, and mortality over time, particularly in the female population, where
mortality differentials within occupational classes have become more pronounced.
For men and women alike, mortality is related not only to their occupational
class but also to the pathways leading to it. At a time when life expectancy is
rising and questions are being asked about the conditions for entering retirement,
our study emphasizes the impact of earlier careers on health risks and
mortality.
In view of these results, we can assume that the social policy measures to
facilitate upward mobility (such as in-service training and redeployment) and
those designed to protect workers’ health, particularly at the end of a career,
are capable of modifying, now or in the future, the nature of occupational
trajectories and their link with health risks.
Moreover, the structural changes in occupational classes, and in the profiles
of the movers and non-movers who compose them, are contributing to the
change in the mortality gradient. This finding confirms the importance of
analysing mortality differentials in the light of the shifting social and economic
context.
Funding: Study conducted under a call for projects from the Institut de recherche en
santé publique (IResP, Inégalités sociales de santé, 2005-2007).
353

APPENDIX
Male SMRs associated with moves between occupational classes (OC)
with reference to mortality risk for male population (aged 30-84)
and confidence intervals (95%)
EDP75: Mortality for 1975-79 associated with 1968 and 1975 occupational classes
OC in 1975
OC in 1968
HighlySelfqualified employed
Farmers
Clerks
Manual
workers
Inactive Total 1968
Highly-qualified
0.74
0.89
0.76
1.02
0.82
1.58
0.78
[0.69-0.79] [0.59-1.24] [0.20-1.68] [0.81-1.25] [0.59-1.09] [1.18-2.04] [0.74-0.83]
Self-employed
0.74
0.83
0.86
1.01
1.06
1.57
0.87
[0.48-1.05] [0.77-0.90] [0.44-1.42] [0.59-1.55] [0.83-1.32] [1.11-2.11] [0.81-0.93]
Farmers
0.83
0.90
0.87
1.06
1.12
1.34
0.89
[0.30-1.63] [0.50-1.41] [0.82-0.92] [0.55-1.75] [0.85-1.43] [0.96-1.79] [0.84-0.94]
Clerks
0.84
1.17
0.72
0.97
1.09
1.09
0.97
[0.66-1.05] [0.73-1.71] [0.29-1.36] [0.90-1.04] [0.87-1.34] [0.79-1.43] [0.91-1.04]
Manual workers
0.59
0.93
1.07
1.16
1.17
2.01
1.18
[0.44-0.77] [0.69-1.21] [0.84-1.32] [0.98-1.37] [1.12-1.21] [1.77-2.28] [1.14-1.22]
Inactive
1.15
1.11
1.11
1.31
1.58
1.86
1.52
[0.80-1.56] [0.68-1.65] [0.73-1.57] [0.94-1.75] [1.32-1.85] [1.59-2.16] [1.38-1.67]
1975 total
0.75
0.86
0.88
1.01
1.17
1.73
[0.70-0.79] [0.80-0.92] [0.83-0.93] [0.94-1.07] [1.12-1.21] [1.59-1.87]
1.00
Italics show pathways involving few people (<100 individuals) or few deaths (<20 deaths).
OC in 1999
OC in 1990
Farmers
Clerks
Manual
workers
Inactive
Total 1990
Highly-qualified
0.66
0.74
1.01
0.85
0.94
1.68
0.73
[0.62-0.70] [0.59-0.91] [0.55-1.61] [0.74-0.98] [0.82-1.08] [1.30-2.10] [0.69-0.76]
Self-employed
0.68
0.81
0.85
0.86
1.08
2.35
0.86
[0.53-0.85] [0.73-0.89] [0.50-1.31] [0.57-1.22] [0.88-1.29] [1.69-3.13] [0.80-0.93]
Farmers
0.63
1.03
0.84
0.96
1.20
1.61
0.89
[0.35-0.99] [0.64-1.50] [0.77-0.91] [0.55-1.49] [0.99-1.43] [1.03-2.31] [0.83-0.95]
Clerks
0.87
0.86
1.18
0.99
1.32
2.64
1.05
[0.74-1.02] [0.61-1.15] [0.67-1.83] [0.91-1.07] [1.15-1.50] [1.97-3.42] [0.99-1.11]
Manual workers
0.89
1.22
1.20
1.30
1.18
2.88
1.21
[0.77-1.01] [1.03-1.42] [0.94-1.49] [1.15-1.46] [1.13-1.22] [2.51-3.27] [1.17-1.26]
Inactive
0.99
1.65
1.69
2.36
2.29
3.67
2.28
[0.72-1.31] [0.97-2.50] [0.94-2.65] [1.69-3.13] [1.97-2.63] [3.14-4.23] [2.07-2.49]
1999 total
0.70
0.88
0.88
1.04
1.20
2.67
[0.67-0.74] [0.82-0.94] [0.82-0.95] [0.98-1.10] [1.15-1.24] [2.46-2.90]
354
1.00
Female SMRs associated with moves between occupational classes (OC)
with reference to mortality risk for female population (aged 30-84)
and confidence intervals (95%)
OC in 1975
OC in 1968
Highly-qualified
Self-employed
Farmers
0.78
[0.68-0.89]
*
Farmers
*
Clerks
Manual
workers
Inactive
1968 total
1.01
1.38
1.32
0.84
[0.67-1.43] [0.50-2.70] [0.91-1.80] [0.75-0.94]
*
0.89
1.97
0.85
1.19
0.90
0.91
[0.79-1.01] [0.98-3.30] [0.44-1.41] [0.69-1.83] [0.70-1.12] [0.82-1.01]
*
1.09
0.98
0.71
0.98
1.04
0.99
[0.28-2.41] [0.89-1.07] [0.25-1.39] [0.49-1.65] [0.88-1.21] [0.91-1.06]
Clerks
0.90
0.83
0.84
0.91
0.86
1.14
0.95
[0.60-1.26] [0.46-1.31] [0.40-1.44] [0.84-0.98] [0.62-1.14] [0.99-1.30] [0.89-1.01]
Manual workers
1.17
0.78
1.39
1.06
1.02
1.37
1.10
[0.42-2.29] [0.33-1.42] [0.80-2.12] [0.80-1.36] [0.93-1.12] [1.19-1.57] [1.03-1.18]
Inactive
1.09
0.84
0.91
0.93
0.94
1.07
1.03
[0.76-1.49] [0.67-1.04] [0.78-1.04] [0.82-1.05] [0.82-1.07] [1.02-1.11] [0.99-1.06]
1975 total
0.82
0.87
0.97
0.92
0.99
1.08
[0.73-0.92] [0.79-0.97] [0.90-1.04] [0.87-0.98] [0.93-1.07] [1.05-1.13]
1.00
* Numbers too small (< 10 deaths).
OC in 1999
OC in 1990
Farmers
Clerks
Manual
workers
Inactive
1990 total
Highly-qualified
0.68
1.04
0.90
0.88
1.64
1.35
0.80
[0.61-0.75] [0.62-1.58] [0.24-2.01] [0.72-1.06] [1.16-2.21] [1.03-1.72] [0.73-0.86]
Self-employed
0.98
0.74
1.16
0.74
1.32
0.70
0.81
[0.58-1.49] [0.62-0.88] [0.53-2.04] [0.52-1.00] [0.92-1.78] [0.45-1.00] [0.72-0.92]
Farmers
1.34
0.88
1.02
1.32
0.92
1.21
1.05
[0.61-2.36] [0.42-1.52] [0.91-1.13] [0.92-1.79] [0.67-1.20] [0.97-1.49] [0.96-1.15]
Clerks
0.86
0.89
1.13
0.87
0.93
1.60
0.95
[0.71-1.02] [0.66-1.16] [0.71-1.65] [0.82-0.93] [0.78-1.09] [1.41-1.80] [0.90-0.99]
Manual workers
1.19
1.53
0.88
1.05
1.11
1.58
1.17
[0.82-1.64] [1.09-2.05] [0.50-1.37] [0.88-1.23] [1.02-1.22] [1.32-1.86] [1.09-1.25]
Inactive
0.90
0.91
0.89
1.00
1.25
1.15
1.10
[0.70-1.13] [0.67-1.20] [0.68-1.13] [0.89-1.11] [1.09-1.42] [1.08-1.23] [1.05-1.15]
1999 total
0.76
0.88
1.00
0.91
1.12
1.24
[0.70-0.83] [0.78-0.98] [0.91-1.10] [0.87-0.95] [1.05-1.19] [1.18-1.30]
1.00
355
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358
Emmanuelle C AMBOIS, Caroline L ABORDE • OCCUPATIONAL MOBILITY AND MORTALITY
IN FRANCE : L INKS CONFIRMED FOR MEN, EMERGENT FOR WOMEN
Mortality differentials between French occupations and occupational classes are large and widening. But
considerable inequalities also exist within occupational classes by career history. Changes in the labour market
and occupational pathways in recent decades – notably among women – have altered the composition of
occupational classes and their average mortality levels. This article analyses the changes in mortality differentials
between occupational classes by studying occupational mobility and associated mortality using data from the
permanent demographic sample (Échantillon démographique permanent, EDP), a long-term sample representative
of the French population at different dates. Analysis of mortality in 1975 (EDP75) and 1999 (EDP99) by
occupational class and past occupational moves shows that mortality has declined for all classes but in different
ways, causing a slight widening of differentials for both sexes. Within occupational classes, differentials by
past moves increased in the EDP99 for men and were now observed in all classes for women. Changes in the
composition of occupational classes and in excess mortality associated with certain moves has contributed to
this increase in inequalities between occupational classes. This finding highlights the importance of interpreting
changes in mortality differentials in the light of sociodemographic developments.
Emmanuelle CAMBOIS, Caroline LABORDE • MOBILITÉ SOCIOPROFESSIONNELLE ET MORTALITÉ EN
FRANCE. DES LIENS QUI SE CONFIRMENT POUR LES HOMMES ET QUI S’AFFIRMENT POUR LES FEMMES
Les inégalités de mortalité entre les professions et catégories socioprofessionnelles françaises (PCS) sont
importantes et en augmentation. Mais il existe aussi de larges inégalités de mortalité au sein des PCS selon la
nature des carrières passées. Les transformations du marché du travail et des parcours professionnels dans les
dernières décennies, notamment pour les femmes, modifient la composition des PCS et leur niveau moyen de
mortalité. Cet article analyse l’évolution des inégalités de mortalité entre les PCS à travers l’étude des mobilités
professionnelles et de la mortalité associée, en utilisant les données de l’Échantillon démographique permanent
(EDP), un échantillon suivi et représentatif de la population française à différentes dates. L’étude de la mortalité
en 1975 (EDP75) et en 1999 (EDP99), selon les PCS et les mobilités professionnelles passées, montre que la
mortalité a baissé pour toutes les PCS mais de façon différente, aboutissant à un léger creusement des écarts
pour les deux sexes. Au sein des PCS, les écarts selon les mobilités passées sont renforcés dans l’EDP99 pour
les hommes et se généralisent pour les femmes. La modification de la composition des PCS et l’évolution de la
surmortalité associée à certaines mobilités a contribué à cette augmentation des inégalités entre PCS. Interpréter
l’évolution des inégalités de mortalité à la lumière des changements sociodémographiques s’avère donc
particulièrement important.
Emmanuelle CAMBOIS, Caroline LABORDE • MOVILIDAD SOCIO-PROFESIONAL Y MORTALIDAD
EN FRANCIA. RELACIONES QUE SE CONFIRMAN EN LOS HOMBRES Y SE AFIRMAN EN LAS MUJERES.
Las desigualdades de mortalidad entre las profesiones y categorías socio-profesionales francesas (PCS) son
importantes y están todavía aumentando. Pero existen también amplias diferencias de mortalidad dentro de
las PCS según la naturaleza de la carrera pasada. Las transformaciones del mercado del trabajo y de los recorridos
socio-profesionales en las ultimas décadas, particularmente en las mujeres, han modificado la composición de
las PCS y su nivel medio de mortalidad. Este articulo analiza la evolución de las desigualdades de mortalidad
entre las PCS a través del estudio de la movilidad profesional y de la mortalidad asociada, utilizando los datos
del Echantillon démographique permanent (EDP), es decir un panel observado en continuo y representativo
de la población francesa en diferentes fechas. El estudio de la mortalidad en 1975 (EDP1975) y en 1999 (EDP99),
según la PCS y la movilidad profesional pasada, muestra que la mortalidad ha disminuido en todas las PCS
pero de manera diferente, abocando a un ligero ahondamiento de las diferencias tanto en los hombres como
en las mujeres. En el EDP99, dentro de las PCS, las diferencias según la movilidad pasada se refuerzan en los
hombres y se generalizan en las mujeres. La modificación de la composición de las PCS y la evolución del exceso
de mortalidad asociado a ciertas movilidades han contribuido al aumento de las diferencias entre las PCS.
Interpretar la evolución de las desigualdades de mortalidad a la luz de los cambios socio-demográficos se
revela pues particularmente importante.
Keywords: differential mortality, occupational differentials, mobility, occupations and
occupational classes, France.
Translated by Jonathan Mandelbaum.
359

Mobilité socioprofessionnelle et mortalité en France.

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