Roland Granier
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Évolution et devenir du peuplement mondial

Roland GRANIER
 
Professeur Honoraire à l’Université Paul Cézanne (Aix-Marseille III).
Doyen honoraire de la Faculté d’Économie appliquée. r.granier@orange.fr




Résumé




Cet article souligne la part considérable prise par les pays en développement, notamment d’Asie, d’Afrique et d’Amérique Latine, dans l’explosion démographique planétaire qui s’est manifestée de 1950 au début des années 1970, alors même que les pays plus riches à économie de marché, ainsi que ceux du « bloc socialiste », voyaient au contraire se prolonger un déclin démographique amorcé depuis plusieurs décennies. Mais, curieusement, nombre d’observateurs et spécialistes continuent aujourd’hui de raisonner comme si cette explosion se poursuivait, alors même qu’elle est manifestement en voie d’accalmie depuis près de quarante ans. Certes, depuis les environs de 1970-71, la croissance de la population mondiale demeure très positive et importante, mais elle se poursuit néanmoins selon un rythme lui-même déclinant, dû pour l’essentiel à une réduction spectaculaire de la fécondité dans de vaste zones du monde en développement. Tout cela laisse à penser qu’une véritable transition démographique est d’ores et déjà en voie de réalisation dans de très nombreuses nations en développement (sauf en Afrique sub-saharienne) et que dans les vingt dernières années de ce siècle la population mondiale se stabilisera probablement… Il en résulte que, désormais, la problématique démo-économique planétaire doit sensiblement différer de celle qui était envisagée dans les années 1950 et 1960. Réduisant fortement leur mortalité et leur natalité, certains pays en voie d’émergence commencent à voir vieillir leur population et il est probable que tous seront confrontés à cette question (et à son cortège de conséquences économiques et sociales : rapport actifs/inactifs, santé et protection sociale, régimes de retraite, problématique de la solidarité intergénérationnelle…) dans les décennies à venir. Par ailleurs, en termes démo-économiques, si la transition démographique des nations développées a pris sa source dans le développement économique, on peut penser que dans le monde en développement c’est plutôt une relation « biunivoque » qui se manifeste depuis bientôt 40 ans : les efforts déployés pour vaincre les effets de l’explosion démographique aident à rompre le fameux cercle vicieux « croissance démographie / stagnation du produit per capita », les progrès économiques qui en résultent soutenant à leur tour l’accomplissement de la transition démographique …



Mots clés : Comportements démographiques ; Croissance démographique mondiale ; Transition démographique.




Abstract



This paper emphasizes the considerable share taken by the developing countries, especially the Asian, African and Latin American populations, in the planetary demographic explosion observed during the 1950’s and 1960’s, whereas the “developed countries” (market economy) and the “socialist nations” remained immersed in a demographic decline, going back to several decades. But, strangely enough, a lot of observers and other experts continue to reason, nowadays, as if this explosion was still going on, when it is obviously in process of lull since about forty years. Indeed, since about 1970 or 1971, the world population’s growth remains very positive and important, but it is nevertheless going on according to a declining growth rhythm, essentially attributable to a spectacular cut of fecundity in numerous and vast areas of the developing world. All these facts enable us to think that a true demographic transition is, here and now, being realized in a big lot of developing nations (except Sub-Saharan Africa) and that during the last twenty years of the present century the world’s population will be probably becoming steady… Consequently, henceforth, the planetary demo-economic problematic must appreciably differ of the one which was anticipated during the 1950’s and 1960’s. Cutting strongly their death and birth rates, some developing countries are yet offering a population growing old, and it is likely that the bulk of these countries will be confronted, during the next decades, with this question (and with its train of economic and social outcomes in the fields of “labour force / population ratio”, health and social protection, retiring system, inter-generational solidarity…). By another way and in demo-economic words, if the demographic transition of the rich world has taken its roots in the economic development, we may think that, in the present developing world, the relationship which is predominating is rather “bi-univocal”, for more than 40 years : the efforts unfolded for overcoming the demographic explosion’s effects help to break the famous vicious circle “demographic growth / stagnation of GDP per capita”, and the economic progresses which arise from that sustain in their turn the achievement of the demographic transition.

Cet article a été publié (2009) dans la Revue Libanaise de Gestion et d'Economie et se trouve consultable dans le site de cette revue (Numéro 1, rubrique Archives) :

http://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S199976200870003X






 
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Espérances de vie : Leur Evolution.

 

DES ESPÉRANCES DE VIE
ET DE SURVIE EN LONGUE PÉRIODE

EN FRANCE

On utilise couramment, pour des raisons évidentes de commodité et de lisibilité de l’information, les tables de mortalité du moment pour étudier la mortalité et son évolution, mais aussi les modalités du vieillissement de la population, l’évolution des espérances de vies à la
naissance et aux divers âges, etc. On sait aussi les inconvénients principaux de la méthode.

L'établissement des tables de mortalité du moment consiste à appliquer à une population fictive (racine de la table, 100.000
personnes le plus souvent) l’intensité de la mortalité actuelle aux divers âges, mesurée à l’aide de quotients récents de mortalité[i].
Cela revient à raisonner comme si cette intensité se trouvait figée et immuable jusqu’à l’extinction complète de la génération simulée ce qui est contraire, notamment dans nos pays développés, à toute logique et à toutes les certitudes empiriques. Seules les tables dites de générations permettent d’éviter cet important inconvénient mais, s’appuyant sur la mortalité effectivement observée d’année en année, elles impliquent que
l’on puisse attendre l’extinction de chaque génération pour calculer ses espérances de vie et de survie…


Autrement dit, attendre l'extinction totale dela génération 2009 pour en retracer avec exactitude la table de mortalité, se 
trouve fort mal compensé par l’application de la mortalité actuelle aux divers âges pour simuler le devenir de cette génération en termes d’espérance de vie et de survie à chaque âge. Pour le dire de manière plus technique, aucune  analyse « transversale » ne peut, en la matière, être jugée équivalente à une véritable analyse « longitudinale ».

Jacques Vallin et France Meslé [ii] ont bien souligné, voici quelques années, que l’établissement par notre Institut National d’Études Démographiques (INED) de tables de mortalité couvrant rétrospectivement l’essentiel des 19° et 20° siècles et, de façon prospective (projections), le 21° siècle, permet de confirmer qu’ « une différence s'est creusée entre l'espérance de vie observée une année
donnée et celle de la génération née cette année là. Ainsi, la durée de vie moyenne observée de la génération féminine née en 1806, la première entièrement couverte par la base de données de l’INED, s'est élevée à 39 ans, au lieu des 37 correspondant à l’espérance de vie la table (du moment) de l'année. Cette différence de 2 ans n'a fait que croître avec le temps. Pour la génération née en 1896, la dernière dont cette base retrace plus de 100 ans d'existence, elle est de 7 ans (55 ans d'espérance de vie réelle au lieu des 48 donnés par la table de l'année de naissance). Mais elle risque de se creuser encore à l'avenir puisque, d'après la projection, l'espérance de vie de la génération
1996 pourrait atteindre 92 ans alors que celle de l'année n'est que de 82 ans »[iii].

Autrement dit, l’établissement de tables par
génération montre, de façon nécessairement rétrospective, que rien ne permet de
garantir que 100.000 personnes nées en France (par exemple) en 2009 subiront à
chaque âge, pendant un siècle et davantage, les conditions de la mortalité
concrètement observées en 2009... Leur mortalité baissera encore et leur espérance
de vie à chaque âge sera sensiblement supérieure à ce que pourrait laisser
prévoir la table du moment établie en 2009.

Le calcul de l’espérance de vie e0
(parfois noté également e*), peut être effectué selon différentes modalités. On
suppose le plus souvent que les décès D
entre les âges “ x ” et “ x+1 ”, interviennent en milieu de
période (par exemple les décès entre 2 et 3 ans sont tous supposés se produire
à 2 ans 1/2), il vient:

e* = [O,5D(0,1) +1,5D(1,2) +2,5D(2,3) +…] / S0

Dans cette formule SO représente la racine de la table, D(x, x+1) symbolise les décès survenus
entre l’âge x et l’âge x+1.

L'âge moyen des décédés de la table diffère
naturellement de l'âge moyen des décédés au cours de l'année, cette dernière
indication étant affectée par la structure par âge. L'utilisation des
quotients de mortalité par âge revient à accorder une pondération identique à
chaque âge, et par conséquent à élimine l'effet de structure par âge.

Par ailleurs l'espérance de vie, qu’elle résulte de l’observation effective de la mortalité aux divers
âges d’une génération aujourd’hui éteinte (analyse longitudinale), ou qu’elle
résulte de la technique d’une table « du moment » (analyse transversale)
n’est dans chaque cas qu’une très banale moyenne. Lorsqu’on opère des
comparaisons des espérances de vie dans le temps ou dans l'espace, il faut
tenir compte de l’état de dispersion des observations. Cela est
particulièrement important lorsqu’on procède à des comparaisons entre pays
inégalement développés. Ainsi, si l’on compare, pour une même époque, des
tables de sociétés riches d’une part et de sociétés encore peu développées
d’autre part, on ne peut ignorer l'incidence beaucoup plus tranchée sur
l'espérance de vie de la mortalité
infantile et juvénile dans les sociétés
les moins développées. Quand l'espérance de vie à la naissance est de 25
ans seulement, la proportion d'individus qui meurent avant d'avoir atteint
l'âge adulte (20 ans par exemple) est importante, de l'ordre de 53 %, mais pour ceux qui survivent, l'espérance de
vie à 15 ans n'est pas négligeable - de l'ordre de 30 ans ! Dans les
sociétés modernes et développées, la baisse de la mortalité aux âges jeunes et
adultes permet en fait à la grande majorité de la population d'atteindre des
âges élevés alors que dans les sociétés moins développées il n’est pas rare
d’observer un accroissement de l’espérance de survie entre 0 et 12 ans
(mortalités infantile et juvénile fortement décroissantes en fonction directe de l’âge).

Et, bien évidemment, l’histoire de la démographie française, telle qu’elle peut
être lue à travers le jeu existant des tables de mortalité mises au point par
l’INED[iv], montre bien que le même phénomène peut être observé en termes
chronologiques : les mortalités infantile (0-1 an) et juvénile (1-12 ans)
se sont lentement réduites (pour la seconde, principalement entre 1 et 4 ans)
en fonction du développement économique et des progrès des niveaux de vie, si
bien que la décroissance régulière et plus ou moins monotone de l’espérance de
vie à partir de la naissance est, somme toute, un phénomène relativement
récent. Pendant longtemps, en effet, tout se passait, entre 0 et 4 ans, comme
si l’accession à un âge nouveau correspondait à une diminution d’un nombre
important de risques de mortalité se traduisant, en dernière analyse, par une
augmentation de l’espérance de survie à l’âge considéré.

Considérons le tableau n° 1 ci-dessous. Il permet
d’avancer les quasi-certitudes suivantes :

·       
De 1806 à 1997 ou à 2008[v] l’espérance de vie à la naissance s’est
régulièrement améliorée de 0,42% par an, ce qui signifie qu’elle a évolué selon
un rythme de doublement de l’ordre de 167 ans en moyenne (taux désignés par G
%).

·       
De 1806 à 1872 l’espérance de survie s’est régulièrement améliorée de 1
an à 4 ans révolus. A partir de 1872 et jusqu’en 1900, cela reste une réalité
de 1 an à 3 ans révolus. Il faudra attendre 1929 pour que les améliorations
cessent à 3 ans révolus. De 1929 à 1974 on constatera toujours une amélioration
de l’espérance de vie de 0 an (naissance) à l’âge d’un an révolu inclus. Depuis
1974 l’espérance de vie à la naissance reste supérieure à toute autre et
l’espérance de survie décroît régulièrement en fonction de l’âge atteint. Sans
doute peut-on considérer ce dernier profil comme « normal » et
quasi-définitif pour un pays riche…

·       
Jusqu’en 1929 l’espérance de vie à 12 ans révolus (limite de la
mortalité dite juvénile) reste
sensiblement supérieure à l’espérance de vie à la naissance. Il en ira de même
pour l’espérance de vie à l’âge de 20 ans, et ce jusqu’en 1872…

 

Considérons à présent le tableau n° 2 ci-dessous.

Celui-ci, déduit du précédent, propose les taux de croissance annuels moyens (en %)
des espérances de vie à la naissance ainsi que des espérances de survie aux
divers âges et périodes significatifs (seconde colonne)[vi].

·       
De 1806 à 1872, entre 0 et 4 ans, ces taux baissent d’âge en âge, celui
de l’espérance de vie à la naissance
étant le plus élevé. Seul l’écart à
l’origine entre d’une part l’espérance de vie à la naissance et les 4
espérances de survie suivantes explique la croissance (tableau 1) des
espérances de survie de 1 à 4 ans. Cela est vrai pour l’ensemble de la
population et pour chaque sexe considéré séparément…

·       
De 1872 à 1900 les espérances de vie et de survie restent beaucoup plus
proches les unes des autres entre 0 et 4 ans révolus. C’est l’espérance de
survie à un an révolu qui connaît la croissance la plus vive (tableau 2). En
1872 il y a une légère décroissance de la durée moyenne de vie des enfants
passant de 4 à 5 ans d’âge (tableau n° 1).

·       
De 1900 à 1929 et de 1929 à 1974 les espérances de vie à la naissance progressent
(tableau 2) comme elles ne l’on jamais fait auparavant. Il en va de même pour
les espérances de survie de 1 à 3 ans(1900-1929) et de 1 à 2 ans (1929-1974).
Il est clair, à la lecture des tableaux 1 et 2 que ce sont bien les progrès de
la survie entre 0 et 1 an qui jouent ici le rôle le plus important.

·       
En 1974 seule l’espérance de vie à un an révolu se révèle supérieure à
l’espérance de vie à la naissance (notamment pour le sexe masculin).

·       
Il faudra attendre 1997 pour voir l’espérance de vie à la naissance
définitivement supérieure à toutes les espérances de survie, quel que soit
l’âge considéré… … En 2008 (dernière estimation disponible…) l’ensemble de la
population franchit largement les 80 ans d’espérance de vie à la naissance (en
vérité ce seuil fut franchi dès 2004[vii]), selon la mortalité du moment… Pour les
deux sexes cette espérance atteint alors les 81,01 ans, s’établissant à 84.3
ans pour les femmes et à 77,5 ans pour les hommes[viii].

·       
Dorénavant le profil de la table de mortalité française paraît
« normal » en ce sens que c’est désormais en fonction directe de
l’âge que s’organise l’évolution de la mortalité dans notre pays.

Le graphique qui termine cette note résume, en les
visualisant, les principaux enseignements de cette petite investigation. On
voit, en examinant successivement les courbes de 1806 à 1997, à quel point
elles tendent vers la linéarité
(déclinante : pente négative) alors même qu’elles sont de plus en plus élevées dans le plan.
Dans les pays riches comparables à la
France, l’espérance de vie la plus élevée doit désormais se
rencontrer dès la naissance ; elle doit ensuite se réduire au fur et à
mesure que les âges considérés sont plus élevés. La courbe de 1997 (calculée
sur table complète : 0 à 102 ans), par exemple, correspond à la droite
d’ajustement linéaire suivante : ex = - 0,7845 x + 74,455 (avec
R² = 0,9787), où ex représente l’espérance de survie à l’âge x.
Ainsi tout vieillissement d’un an
d’un citoyen d’un âge quelconque correspondait alors (selon la mortalité du moment, ne le perdons jamais de vue),
à une réduction de l’espérance de survie
de 0,78 ans…[ix]

 

Roland GRANIER












[i] Les quotients
donnent une mesure des événements démographiques (natalité, nuptialité, mortalité…)
ayant affecté des cohortes entre deux âges exacts, consécutifs ou non.
Une cohorte (ou promotion) désigne pour sa part l’ensemble des personnes
qui ont été concernées par un événement démographique (le mariage, par exemple)
au cours d’une année civile déterminée (on parle ainsi de la cohorte des mariés
de 1997)[i]. Les
quotients relèvent d’une vision probabiliste des événements démographiques.
Considérons par exemple la génération d’hommes nés en 1914. Comptons ceux qui ont atteint leur 40° anniversaire.
On en compte 288.559. Certains d’entre eux sont morts avant leur 41° anniversaire.
On en dénombre 1152. Le quotient de mortalité à 40 ans des hommes de la
génération 1914 est l’importance relative (la proportion) parmi les hommes
ayant atteint leurs 40 ans de ceux décédés avant leur 41° anniversaire :
soit 1.000 x (1152 / 288.559) = 4,0 pour mille. De leur côté les taux prennent la mesure relative d’un
événement démographique (natalité, nuptialité, mortalité…) afin de faciliter
les comparaisons dans le temps et dans l’espace. Généralement calculés pour une
année de calendrier, ils consistent à rapporter l’intensité observée d’un
événement (nombre annuel de décès par exemple) à la population moyenne affectée
par cet événement. Ainsi, pour prendre un exemple de comparaison dans le temps,
la France a
compté 800.000 décès en 1825 et 762.000 en 1850. Entre temps la population
moyenne est passée de 31.410.000 habitants à 35.630.000. Pour comparer ces deux
niveaux de mortalité dans le cadre d’une population totale croissante le mieux
est de calculer aux deux dates le nombre de décès pour un même nombre
d’habitants (on choisit 1.000 en général). Et l’on trouve des taux de mortalité
de 25,9  pour mille et de 21,4 pour
mille respectivement pour 1825 et 1850.





[ii] Tables de mortalité françaises pour les XIXe
et XXe siècles et projections pour le XXIe siècle, 2001, 102 p., INED, Paris.





[iii]
C’est nous qui soulignons.





[iv] Une
table rétrospective pour chacune des
années 1806-1997, soit 192 tables ; une table prospective pour chacune des
années 1998-2102, soit 105 tables.





[v]
1997 correspond à la dernière table de mortalité
du moment publiée dans l’ouvrage pré-cité de l’INED. 2008 correspond à la
dernière estimation française de la mortalité du moment avancée par l’INSEE.
Voir : Anne
Pla, « Bilan démographique 2008 », INSEE PREMIERE, n° 1220, janvier
2009.





 

[vi]
Il s’agit bien des taux de variation annuels moyens calculés selon la méthode
des taux géométriques (à « intérêts composés »). Quand on considère
que l’espérance de vie à la naissance est passée de 34 à 81 ans de 1806 à 2008
cela signifie bien qu’en moyenne, chaque année, elle a progressé de 0,42%
pendant ce laps de temps (et qu’à ce rythme tout se passe comme si elle était
en mesure de doubler tous les 167 ans).





[vii]
Voir Gilles Pison, « France 2004 : l’espérance de vie franchit le
seuil de 80 ans », Population et sociétés,
n° 410, Mars 2005.





[viii]
Notons, simplement pour mémoire, que l’avance des femmes en matière d’espérance
de vie semble actuellement progressivement se réduire et ce, bien entendu, dans
les cadre d’une espérance de vie globalement croissante pour chaque sexe.
Autrement dit celle des hommes progresse en ce moment plus vite que celle des
femmes, en termes relatifs. Voir sur ce point France Meslé, « Espérance de
vie : un avantage féminin menacé ? », Population et sociétés, n° 402, Mars 2004.





 





 
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