Décès en 2020 et début 2021 : pas tous égaux face à la pandémie de Covid-19

Nathalie Blanpain, Sylvain Papon (Insee)

En raison de l’épidémie de Covid-19, le nombre de décès en France s’est fortement accru en 2020 et au premier semestre 2021 : + 9,1 % toutes causes confondues en 2020 et + 7,3 % au premier semestre 2021 par rapport aux périodes équivalentes de 2019.

Les risques de décéder ont augmenté dès 35 ans pour les hommes et 55 ans pour les femmes, tandis que la mortalité des plus jeunes, surtout celle des hommes, a baissé compte tenu de l’effet « protecteur » des confinements.

L’espérance de vie à la naissance a reculé de 0,5 an pour les femmes et 0,6 an pour les hommes en 2020, essentiellement du fait de la hausse de la mortalité des personnes de 70 ans ou plus. La perte d’espérance de vie en 2020 affecte en particulier les régions les plus touchées par les deux premières vagues de l’épidémie : Île-de-France, Grand Est, Auvergne-Rhône-Alpes, Bourgogne-Franche-Comté et Hauts-de-France, mais aussi Mayotte, qui a cumulé épidémies de Covid-19 et de dengue.

La pandémie a été plus meurtrière pour les personnes nées à l’étranger, en particulier celles nées en Afrique ou en Asie. Celles-ci résident en effet plus souvent dans les régions les plus touchées par l’épidémie et dans des communes à l’habitat dense, facteur associé à des risques de décès plus forts en 2020.

Comparer le nombre de décès observés à ceux attendus en l’absence de pandémie permet de tenir compte du vieillissement de la population et de la tendance à la baisse des risques de décéder par âge. En 2020, 668 900 personnes sont décédées, soit 47 000 de plus qu’attendu si les risques de décéder par âge avaient baissé au rythme de la dernière décennie. En avril et en novembre 2020, les décès ont dépassé de plus de 30 % ceux attendus. L’excédent a été plus modéré au pic de la troisième vague, en avril 2021 (+ 13 %), du fait de la vaccination et de l’effet « moisson » (les personnes les plus fragiles sont moins nombreuses en 2021, étant davantage décédées en 2020).

Insee Références
Paru le : Paru le 25/11/2021
Nathalie Blanpain, Sylvain Papon (Insee)
France, portrait social - Novembre 2021

Une hausse de la mortalité exceptionnelle en 2020 et début 2021

En raison de l’épidémie de Covid-19, la hausse de la mortalité a été exceptionnellement élevée en 2020 [Papon et Beaumel, 2021; Le Minez et Roux, 2021]. 668 900 décès toutes causes confondues ont été enregistrés, soit 55 700 décès de plus qu’en 2019 (+ 9,1 %). Avec deux vagues épidémiques au printemps et à l’automne, cette hausse a largement dépassé celles dues aux épisodes grippaux et caniculaires sévères des années précédentes (figure 1). Elle reste forte au premier semestre 2021 (+ 7,3 % toutes causes confondues par rapport au premier semestre 2019), avec une longue troisième vague de début janvier à fin mai [Costemalle et al ., 2021]. La quatrième vague épidémique commencée au début de l’été 2021 n’est pas étudiée ici, faute de recul suffisant. Les décès sont presque stables en juin et juillet (– 2 % et + 1 % par rapport à 2019), puis l’écart avec 2019 augmente fortement en août (+ 8 %) [Insee, 2021].

Figure 1 - Décès quotidiens en 2020 et 2021 comparés aux cinq années précédentes et à la canicule de 2003

Figure 1 - Décès quotidiens en 2020 et 2021 comparés aux cinq années précédentes et à la canicule de 2003 - Lecture : entre le 5 et le 11 janvier 2018, 2 013 décès ont eu lieu en France en moyenne chaque jour.
2003 2015 2016 2017 2018 2019 2020 2021
01-janv. 1 626 1 855 1 728 2 179 2 030 1 826 1 851 2 099
02-janv. 1 630 1 879 1 738 2 203 2 043 1 849 1 856 2 113
03-janv. 1 630 1 876 1 745 2 227 2 052 1 870 1 869 2 122
04-janv. 1 638 1 898 1 749 2 249 2 058 1 884 1 896 2 135
05-janv. 1 649 1 904 1 745 2 254 2 065 1 902 1 902 2 137
06-janv. 1 648 1 906 1 737 2 255 2 055 1 907 1 912 2 153
07-janv. 1 648 1 902 1 740 2 266 2 030 1 918 1 909 2 140
08-janv. 1 655 1 909 1 741 2 280 2 013 1 923 1 914 2 141
09-janv. 1 683 1 904 1 736 2 289 1 997 1 940 1 922 2 140
10-janv. 1 699 1 915 1 731 2 300 1 993 1 945 1 898 2 150
11-janv. 1 713 1 903 1 737 2 294 1 981 1 947 1 891 2 165
12-janv. 1 734 1 899 1 750 2 279 1 949 1 949 1 884 2 157
13-janv. 1 726 1 889 1 755 2 259 1 936 1 953 1 872 2 141
14-janv. 1 732 1 874 1 750 2 224 1 939 1 954 1 858 2 135
15-janv. 1 741 1 858 1 741 2 192 1 925 1 957 1 844 2 134
16-janv. 1 740 1 847 1 752 2 162 1 921 1 943 1 835 2 135
17-janv. 1 753 1 839 1 769 2 136 1 913 1 930 1 832 2 143
18-janv. 1 751 1 826 1 774 2 137 1 919 1 924 1 813 2 158
19-janv. 1 728 1 821 1 770 2 137 1 925 1 937 1 799 2 185
20-janv. 1 719 1 817 1 780 2 133 1 909 1 938 1 786 2 189
21-janv. 1 693 1 831 1 772 2 123 1 896 1 934 1 787 2 204
22-janv. 1 681 1 833 1 773 2 136 1 888 1 946 1 794 2 193
23-janv. 1 653 1 838 1 756 2 152 1 869 1 968 1 798 2 187
24-janv. 1 636 1 858 1 745 2 161 1 849 1 991 1 811 2 172
25-janv. 1 609 1 869 1 736 2 150 1 814 2 012 1 812 2 156
26-janv. 1 594 1 892 1 739 2 148 1 802 2 008 1 821 2 150
27-janv. 1 594 1 913 1 714 2 140 1 797 2 012 1 820 2 158
28-janv. 1 603 1 926 1 724 2 146 1 789 2 028 1 821 2 147
29-janv. 1 597 1 928 1 721 2 145 1 773 2 047 1 812 2 172
30-janv. 1 597 1 942 1 737 2 127 1 769 2 043 1 827 2 158
31-janv. 1 594 1 945 1 734 2 106 1 764 2 030 1 828 2 157
01-févr. 1 614 1 974 1 729 2 095 1 773 2 023 1 836 2 142
02-févr. 1 618 1 977 1 719 2 073 1 784 2 035 1 820 2 125
03-févr. 1 612 1 982 1 724 2 055 1 791 2 048 1 825 2 110
04-févr. 1 618 1 994 1 709 2 036 1 796 2 048 1 822 2 102
05-févr. 1 624 2 026 1 702 2 006 1 803 2 036 1 831 2 080
06-févr. 1 629 2 049 1 689 1 985 1 813 2 037 1 811 2 083
07-févr. 1 618 2 061 1 684 1 974 1 839 2 046 1 803 2 077
08-févr. 1 604 2 072 1 681 1 957 1 850 2 043 1 791 2 068
09-févr. 1 613 2 089 1 687 1 950 1 845 2 025 1 798 2 068
10-févr. 1 612 2 103 1 701 1 941 1 845 2 011 1 793 2 065
11-févr. 1 605 2 121 1 723 1 925 1 847 2 004 1 785 2 065
12-févr. 1 603 2 130 1 727 1 916 1 845 1 997 1 778 2 055
13-févr. 1 585 2 125 1 731 1 907 1 862 1 991 1 789 2 061
14-févr. 1 588 2 129 1 722 1 893 1 854 1 980 1 796 2 057
15-févr. 1 601 2 122 1 728 1 870 1 842 1 979 1 792 2 064
16-févr. 1 599 2 115 1 722 1 835 1 861 1 998 1 776 2 064
17-févr. 1 604 2 109 1 705 1 805 1 870 2 000 1 766 2 057
18-févr. 1 611 2 098 1 692 1 788 1 871 1 998 1 765 2 060
19-févr. 1 614 2 079 1 700 1 775 1 879 1 994 1 748 2 041
20-févr. 1 647 2 085 1 696 1 762 1 877 1 970 1 731 2 034
21-févr. 1 651 2 073 1 695 1 748 1 888 1 963 1 712 2 027
22-févr. 1 646 2 065 1 682 1 736 1 912 1 964 1 704 2 003
23-févr. 1 646 2 042 1 677 1 747 1 919 1 941 1 722 1 972
24-févr. 1 653 2 017 1 684 1 752 1 925 1 934 1 731 1 962
25-févr. 1 658 1 983 1 679 1 757 1 941 1 928 1 732 1 948
26-févr. 1 665 1 987 1 686 1 745 1 956 1 918 1 742 1 952
27-févr. 1 661 1 948 1 702 1 727 1 988 1 924 1 757 1 926
28-févr. 1 648 1 932 1 709 1 724 2 032 1 937 1 763 1 937
29-févr. 1 648 1 929 1 731 1 738 2 065 1 892 1 773 1 927
01-mars 1 643 1 921 1 741 1 738 2 080 1 882 1 773 1 921
02-mars 1 634 1 919 1 738 1 699 2 119 1 867 1 775 1 913
03-mars 1 615 1 914 1 750 1 673 2 151 1 858 1 786 1 912
04-mars 1 612 1 904 1 736 1 677 2 137 1 858 1 783 1 892
05-mars 1 596 1 879 1 731 1 675 2 133 1 848 1 773 1 889
06-mars 1 583 1 863 1 742 1 667 2 112 1 828 1 780 1 870
07-mars 1 572 1 850 1 746 1 670 2 106 1 817 1 789 1 877
08-mars 1 573 1 841 1 738 1 665 2 085 1 801 1 803 1 871
09-mars 1 564 1 817 1 744 1 671 2 063 1 778 1 806 1 879
10-mars 1 562 1 811 1 737 1 682 2 038 1 752 1 798 1 877
11-mars 1 552 1 795 1 737 1 670 2 019 1 732 1 812 1 873
12-mars 1 548 1 787 1 746 1 658 1 990 1 724 1 833 1 876
13-mars 1 551 1 781 1 749 1 641 1 970 1 716 1 857 1 872
14-mars 1 544 1 769 1 743 1 620 1 934 1 712 1 888 1 871
15-mars 1 533 1 759 1 764 1 600 1 913 1 710 1 903 1 882
16-mars 1 530 1 754 1 762 1 608 1 881 1 707 1 949 1 889
17-mars 1 524 1 742 1 758 1 590 1 854 1 703 1 986 1 887
18-mars 1 531 1 734 1 763 1 588 1 850 1 701 2 009 1 895
19-mars 1 537 1 731 1 755 1 593 1 850 1 692 2 031 1 883
20-mars 1 533 1 725 1 743 1 591 1 838 1 689 2 055 1 888
21-mars 1 539 1 735 1 747 1 590 1 845 1 688 2 073 1 891
22-mars 1 543 1 732 1 733 1 598 1 848 1 675 2 121 1 895
23-mars 1 532 1 716 1 740 1 571 1 853 1 667 2 158 1 887
24-mars 1 527 1 712 1 730 1 563 1 862 1 670 2 213 1 884
25-mars 1 524 1 711 1 734 1 567 1 852 1 669 2 297 1 871
26-mars 1 515 1 701 1 750 1 554 1 842 1 665 2 351 1 884
27-mars 1 508 1 696 1 751 1 559 1 839 1 657 2 425 1 888
28-mars 1 498 1 659 1 746 1 561 1 822 1 655 2 507 1 900
29-mars 1 497 1 645 1 745 1 562 1 817 1 659 2 573 1 902
30-mars 1 493 1 648 1 733 1 573 1 797 1 669 2 611 1 909
31-mars 1 484 1 646 1 745 1 581 1 796 1 669 2 660 1 911
01-avr. 1 472 1 631 1 735 1 567 1 786 1 666 2 684 1 930
02-avr. 1 474 1 623 1 714 1 576 1 776 1 666 2 726 1 913
03-avr. 1 474 1 602 1 713 1 571 1 766 1 668 2 730 1 905
04-avr. 1 473 1 603 1 705 1 558 1 762 1 676 2 717 1 882
05-avr. 1 468 1 611 1 696 1 551 1 753 1 672 2 687 1 872
06-avr. 1 479 1 621 1 685 1 554 1 756 1 661 2 668 1 881
07-avr. 1 498 1 621 1 689 1 549 1 749 1 658 2 641 1 892
08-avr. 1 501 1 635 1 681 1 558 1 742 1 650 2 605 1 898
09-avr. 1 508 1 636 1 687 1 556 1 738 1 644 2 545 1 899
10-avr. 1 517 1 645 1 674 1 567 1 729 1 630 2 496 1 892
11-avr. 1 528 1 636 1 665 1 573 1 711 1 608 2 452 1 906
12-avr. 1 533 1 633 1 666 1 559 1 704 1 602 2 402 1 903
13-avr. 1 539 1 630 1 656 1 553 1 698 1 609 2 355 1 911
14-avr. 1 552 1 619 1 637 1 540 1 675 1 617 2 317 1 904
15-avr. 1 559 1 593 1 631 1 535 1 667 1 618 2 275 1 908
16-avr. 1 556 1 585 1 603 1 536 1 669 1 626 2 239 1 930
17-avr. 1 550 1 573 1 604 1 521 1 682 1 644 2 172 1 944
18-avr. 1 535 1 578 1 593 1 529 1 702 1 650 2 111 1 944
19-avr. 1 540 1 563 1 572 1 549 1 689 1 655 2 060 1 950
20-avr. 1 537 1 549 1 565 1 559 1 676 1 658 2 018 1 933
21-avr. 1 513 1 545 1 560 1 583 1 670 1 660 1 953 1 937
22-avr. 1 516 1 562 1 552 1 597 1 660 1 665 1 907 1 929
23-avr. 1 508 1 569 1 540 1 610 1 633 1 656 1 864 1 924
24-avr. 1 503 1 571 1 531 1 623 1 605 1 640 1 833 1 929
25-avr. 1 506 1 559 1 543 1 613 1 581 1 643 1 810 1 926
26-avr. 1 494 1 559 1 552 1 607 1 580 1 628 1 781 1 913
27-avr. 1 486 1 551 1 566 1 606 1 575 1 610 1 744 1 907
28-avr. 1 483 1 549 1 566 1 598 1 558 1 598 1 697 1 875
29-avr. 1 464 1 546 1 577 1 592 1 559 1 598 1 667 1 858
30-avr. 1 456 1 543 1 593 1 577 1 546 1 594 1 648 1 843
01-mai 1 448 1 545 1 589 1 572 1 556 1 597 1 649 1 818
02-mai 1 447 1 551 1 576 1 578 1 559 1 586 1 634 1 799
03-mai 1 439 1 547 1 579 1 587 1 560 1 604 1 623 1 807
04-mai 1 429 1 550 1 585 1 585 1 564 1 616 1 619 1 800
05-mai 1 426 1 538 1 585 1 576 1 573 1 607 1 630 1 807
06-mai 1 418 1 531 1 584 1 573 1 566 1 600 1 618 1 822
07-mai 1 412 1 529 1 587 1 576 1 561 1 611 1 616 1 817
08-mai 1 420 1 528 1 594 1 583 1 551 1 602 1 592 1 810
09-mai 1 413 1 523 1 602 1 576 1 538 1 610 1 579 1 798
10-mai 1 408 1 522 1 592 1 564 1 512 1 589 1 576 1 763
11-mai 1 395 1 510 1 565 1 563 1 496 1 585 1 568 1 741
12-mai 1 393 1 505 1 562 1 583 1 486 1 587 1 574 1 717
13-mai 1 401 1 494 1 536 1 586 1 488 1 590 1 581 1 680
14-mai 1 404 1 476 1 523 1 583 1 504 1 584 1 574 1 657
15-mai 1 409 1 469 1 516 1 574 1 505 1 600 1 587 1 644
16-mai 1 403 1 451 1 524 1 562 1 506 1 600 1 606 1 640
17-mai 1 393 1 430 1 525 1 555 1 525 1 616 1 618 1 647
18-mai 1 404 1 425 1 543 1 552 1 537 1 612 1 644 1 636
19-mai 1 403 1 425 1 538 1 533 1 544 1 604 1 650 1 638
20-mai 1 410 1 444 1 548 1 523 1 554 1 610 1 647 1 641
21-mai 1 409 1 460 1 546 1 520 1 559 1 613 1 625 1 640
22-mai 1 391 1 449 1 532 1 516 1 558 1 595 1 612 1 634
23-mai 1 383 1 465 1 520 1 531 1 570 1 580 1 594 1 622
24-mai 1 394 1 467 1 521 1 547 1 575 1 565 1 570 1 612
25-mai 1 393 1 480 1 521 1 549 1 582 1 558 1 550 1 613
26-mai 1 392 1 481 1 531 1 566 1 587 1 549 1 527 1 625
27-mai 1 400 1 477 1 528 1 562 1 579 1 520 1 515 1 620
28-mai 1 415 1 477 1 528 1 557 1 564 1 507 1 529 1 628
29-mai 1 444 1 495 1 529 1 548 1 551 1 516 1 528 1 631
30-mai 1 475 1 489 1 508 1 532 1 542 1 530 1 532 1 639
31-mai 1 475 1 503 1 492 1 515 1 535 1 539 1 535 1 632
01-juin 1 490 1 508 1 471 1 482 1 521 1 544 1 535 1 634
02-juin 1 485 1 534 1 467 1 454 1 502 1 547 1 525 1 605
03-juin 1 459 1 534 1 468 1 433 1 491 1 553 1 535 1 584
04-juin 1 450 1 520 1 469 1 420 1 489 1 542 1 521 1 569
05-juin 1 436 1 500 1 488 1 411 1 502 1 530 1 510 1 553
06-juin 1 405 1 503 1 500 1 423 1 493 1 514 1 504 1 542
07-juin 1 410 1 504 1 516 1 415 1 482 1 493 1 498 1 546
08-juin 1 404 1 493 1 518 1 441 1 482 1 483 1 497 1 532
09-juin 1 415 1 483 1 508 1 449 1 493 1 479 1 508 1 549
10-juin 1 436 1 472 1 502 1 462 1 485 1 487 1 506 1 563
11-juin 1 448 1 484 1 497 1 470 1 480 1 490 1 523 1 560
12-juin 1 457 1 483 1 475 1 485 1 469 1 501 1 535 1 572
13-juin 1 469 1 475 1 463 1 480 1 466 1 511 1 537 1 584
14-juin 1 478 1 461 1 455 1 480 1 464 1 534 1 535 1 594
15-juin 1 462 1 463 1 448 1 476 1 456 1 542 1 529 1 605
16-juin 1 459 1 450 1 451 1 489 1 457 1 560 1 524 1 599
17-juin 1 450 1 449 1 444 1 517 1 476 1 559 1 520 1 582
18-juin 1 443 1 442 1 448 1 551 1 494 1 556 1 530 1 567
19-juin 1 442 1 454 1 478 1 579 1 496 1 541 1 543 1 537
20-juin 1 445 1 445 1 503 1 582 1 489 1 538 1 557 1 510
21-juin 1 433 1 453 1 520 1 592 1 494 1 531 1 574 1 469
22-juin 1 457 1 463 1 528 1 582 1 500 1 534 1 601 1 450
23-juin 1 470 1 479 1 521 1 567 1 509 1 537 1 634 1 435
24-juin 1 475 1 483 1 520 1 552 1 516 1 550 1 643 1 438
25-juin 1 459 1 487 1 508 1 512 1 524 1 577 1 627 1 437
26-juin 1 444 1 490 1 488 1 461 1 535 1 602 1 597 1 447
27-juin 1 435 1 515 1 477 1 436 1 557 1 630 1 572 1 442
28-juin 1 435 1 545 1 462 1 418 1 592 1 642 1 556 1 456
29-juin 1 414 1 569 1 464 1 418 1 616 1 635 1 524 1 458
30-juin 1 387 1 571 1 473 1 423 1 628 1 621 1 480 1 471
01-juil. 1 371 1 606 1 489 1 419 1 627 1 607 1 457
02-juil. 1 372 1 630 1 504 1 426 1 621 1 593 1 470
03-juil. 1 371 1 640 1 495 1 452 1 611 1 595 1 481
04-juil. 1 374 1 645 1 499 1 499 1 605 1 572 1 483
05-juil. 1 376 1 631 1 510 1 526 1 573 1 542 1 477
06-juil. 1 383 1 587 1 517 1 546 1 559 1 541 1 492
07-juil. 1 396 1 570 1 530 1 555 1 541 1 528 1 521
08-juil. 1 424 1 532 1 541 1 549 1 520 1 540 1 525
09-juil. 1 442 1 507 1 534 1 543 1 506 1 540 1 513
10-juil. 1 459 1 489 1 535 1 532 1 506 1 523 1 513
11-juil. 1 468 1 462 1 523 1 513 1 502 1 509 1 514
12-juil. 1 514 1 450 1 505 1 492 1 503 1 504 1 519
13-juil. 1 554 1 471 1 493 1 476 1 510 1 498 1 499
14-juil. 1 557 1 484 1 486 1 482 1 509 1 510 1 483
15-juil. 1 544 1 486 1 484 1 499 1 523 1 501 1 485
16-juil. 1 539 1 487 1 508 1 515 1 542 1 501 1 486
17-juil. 1 539 1 482 1 550 1 519 1 543 1 513 1 498
18-juil. 1 544 1 504 1 574 1 506 1 544 1 516 1 499
19-juil. 1 510 1 501 1 602 1 506 1 535 1 538 1 500
20-juil. 1 476 1 480 1 598 1 504 1 526 1 558 1 513
21-juil. 1 475 1 475 1 595 1 488 1 531 1 582 1 521
22-juil. 1 456 1 466 1 591 1 479 1 550 1 627 1 542
23-juil. 1 455 1 452 1 567 1 458 1 550 1 669 1 548
24-juil. 1 440 1 444 1 527 1 460 1 576 1 658 1 546
25-juil. 1 415 1 424 1 495 1 469 1 589 1 662 1 554
26-juil. 1 392 1 410 1 465 1 479 1 600 1 646 1 558
27-juil. 1 388 1 413 1 456 1 487 1 609 1 624 1 566
28-juil. 1 371 1 404 1 445 1 488 1 606 1 583 1 590
29-juil. 1 370 1 409 1 420 1 488 1 590 1 532 1 593
30-juil. 1 367 1 421 1 414 1 513 1 573 1 484 1 594
31-juil. 1 380 1 446 1 416 1 532 1 552 1 479 1 583
01-août 1 423 1 466 1 423 1 537 1 560 1 482 1 570
02-août 1 505 1 484 1 427 1 532 1 572 1 488 1 562
03-août 1 608 1 515 1 437 1 525 1 582 1 501 1 563
04-août 1 755 1 528 1 437 1 522 1 612 1 516 1 545
05-août 1 933 1 532 1 445 1 520 1 626 1 517 1 550
06-août 2 100 1 532 1 442 1 496 1 633 1 531 1 575
07-août 2 284 1 515 1 421 1 468 1 616 1 526 1 625
08-août 2 509 1 503 1 415 1 452 1 582 1 514 1 674
09-août 2 747 1 520 1 418 1 452 1 571 1 507 1 725
10-août 2 916 1 501 1 423 1 448 1 549 1 487 1 750
11-août 2 921 1 491 1 433 1 447 1 514 1 479 1 747
12-août 2 820 1 474 1 452 1 442 1 474 1 471 1 742
13-août 2 679 1 454 1 461 1 459 1 464 1 450 1 727
14-août 2 514 1 446 1 494 1 463 1 473 1 456 1 678
15-août 2 280 1 428 1 511 1 476 1 469 1 463 1 645
16-août 1 976 1 404 1 507 1 470 1 453 1 466 1 602
17-août 1 698 1 405 1 506 1 475 1 458 1 477 1 572
18-août 1 560 1 403 1 493 1 470 1 465 1 486 1 567
19-août 1 487 1 425 1 477 1 480 1 492 1 479 1 554
20-août 1 456 1 442 1 474 1 480 1 507 1 493 1 540
21-août 1 433 1 447 1 473 1 482 1 507 1 501 1 554
22-août 1 412 1 461 1 482 1 486 1 517 1 516 1 541
23-août 1 398 1 458 1 491 1 505 1 517 1 534 1 551
24-août 1 403 1 453 1 513 1 521 1 513 1 555 1 550
25-août 1 410 1 455 1 537 1 548 1 514 1 572 1 558
26-août 1 421 1 453 1 539 1 560 1 514 1 598 1 554
27-août 1 410 1 472 1 543 1 574 1 493 1 604 1 545
28-août 1 376 1 496 1 538 1 568 1 489 1 591 1 534
29-août 1 356 1 502 1 515 1 553 1 480 1 583 1 538
30-août 1 350 1 496 1 521 1 535 1 482 1 568 1 525
31-août 1 336 1 488 1 498 1 508 1 476 1 544 1 523
01-sept. 1 320 1 478 1 473 1 483 1 473 1 528 1 532
02-sept. 1 318 1 466 1 481 1 455 1 478 1 503 1 550
03-sept. 1 329 1 438 1 483 1 433 1 498 1 481 1 561
04-sept. 1 346 1 419 1 469 1 414 1 517 1 487 1 573
05-sept. 1 364 1 425 1 484 1 422 1 520 1 481 1 585
06-sept. 1 382 1 440 1 477 1 424 1 537 1 487 1 606
07-sept. 1 386 1 457 1 473 1 432 1 549 1 493 1 619
08-sept. 1 396 1 472 1 489 1 433 1 549 1 496 1 617
09-sept. 1 401 1 478 1 493 1 441 1 543 1 514 1 618
10-sept. 1 395 1 486 1 497 1 453 1 548 1 532 1 644
11-sept. 1 396 1 485 1 526 1 480 1 538 1 532 1 660
12-sept. 1 393 1 481 1 515 1 484 1 554 1 543 1 690
13-sept. 1 398 1 498 1 512 1 499 1 541 1 557 1 696
14-sept. 1 406 1 493 1 506 1 516 1 540 1 569 1 700
15-sept. 1 410 1 498 1 492 1 537 1 535 1 559 1 714
16-sept. 1 405 1 491 1 491 1 552 1 534 1 560 1 734
17-sept. 1 419 1 505 1 482 1 556 1 533 1 567 1 734
18-sept. 1 433 1 517 1 458 1 574 1 535 1 586 1 726
19-sept. 1 450 1 527 1 460 1 590 1 530 1 593 1 691
20-sept. 1 444 1 513 1 474 1 610 1 539 1 579 1 672
21-sept. 1 439 1 508 1 488 1 620 1 526 1 559 1 662
22-sept. 1 433 1 507 1 500 1 627 1 524 1 570 1 638
23-sept. 1 431 1 516 1 500 1 631 1 509 1 579 1 611
24-sept. 1 425 1 521 1 498 1 645 1 512 1 561 1 596
25-sept. 1 411 1 526 1 503 1 650 1 525 1 549 1 604
26-sept. 1 402 1 512 1 522 1 654 1 535 1 540 1 621
27-sept. 1 399 1 519 1 513 1 651 1 528 1 547 1 646
28-sept. 1 414 1 537 1 528 1 639 1 543 1 570 1 671
29-sept. 1 422 1 553 1 533 1 632 1 553 1 578 1 694
30-sept. 1 415 1 570 1 529 1 629 1 576 1 577 1 717
01-oct. 1 415 1 571 1 534 1 609 1 591 1 587 1 737
02-oct. 1 414 1 589 1 547 1 611 1 592 1 589 1 735
03-oct. 1 409 1 625 1 541 1 600 1 609 1 599 1 751
04-oct. 1 397 1 625 1 553 1 592 1 617 1 603 1 744
05-oct. 1 394 1 626 1 549 1 603 1 610 1 602 1 738
06-oct. 1 391 1 619 1 558 1 599 1 621 1 599 1 751
07-oct. 1 402 1 623 1 573 1 611 1 628 1 601 1 746
08-oct. 1 409 1 618 1 593 1 635 1 623 1 611 1 734
09-oct. 1 420 1 605 1 603 1 626 1 626 1 617 1 742
10-oct. 1 419 1 586 1 614 1 628 1 615 1 624 1 729
11-oct. 1 440 1 595 1 631 1 623 1 628 1 634 1 732
12-oct. 1 434 1 594 1 638 1 621 1 648 1 637 1 741
13-oct. 1 435 1 585 1 642 1 639 1 646 1 648 1 740
14-oct. 1 428 1 579 1 657 1 623 1 636 1 644 1 761
15-oct. 1 425 1 587 1 660 1 607 1 619 1 638 1 781
16-oct. 1 421 1 594 1 654 1 599 1 605 1 635 1 796
17-oct. 1 429 1 603 1 655 1 595 1 592 1 632 1 828
18-oct. 1 425 1 606 1 646 1 591 1 574 1 625 1 877
19-oct. 1 432 1 617 1 656 1 583 1 560 1 620 1 912
20-oct. 1 447 1 638 1 658 1 559 1 560 1 620 1 939
21-oct. 1 451 1 639 1 654 1 566 1 562 1 628 1 952
22-oct. 1 451 1 644 1 661 1 571 1 575 1 639 1 997
23-oct. 1 462 1 656 1 666 1 583 1 577 1 643 2 009
24-oct. 1 465 1 651 1 657 1 587 1 590 1 637 2 031
25-oct. 1 473 1 645 1 660 1 591 1 609 1 638 2 039
26-oct. 1 475 1 630 1 652 1 600 1 615 1 638 2 056
27-oct. 1 479 1 627 1 656 1 594 1 630 1 637 2 075
28-oct. 1 492 1 625 1 653 1 591 1 640 1 640 2 105
29-oct. 1 501 1 619 1 637 1 583 1 630 1 640 2 128
30-oct. 1 501 1 590 1 627 1 585 1 634 1 653 2 175
31-oct. 1 494 1 586 1 627 1 600 1 633 1 664 2 190
01-nov. 1 507 1 587 1 625 1 611 1 634 1 677 2 203
02-nov. 1 514 1 591 1 634 1 607 1 656 1 680 2 212
03-nov. 1 502 1 579 1 627 1 620 1 649 1 687 2 233
04-nov. 1 506 1 579 1 619 1 630 1 654 1 695 2 260
05-nov. 1 498 1 568 1 625 1 637 1 661 1 684 2 270
06-nov. 1 505 1 559 1 635 1 639 1 661 1 693 2 273
07-nov. 1 515 1 544 1 647 1 632 1 672 1 689 2 280
08-nov. 1 493 1 518 1 652 1 637 1 673 1 664 2 281
09-nov. 1 491 1 511 1 646 1 648 1 664 1 680 2 289
10-nov. 1 488 1 513 1 656 1 659 1 672 1 684 2 289
11-nov. 1 470 1 511 1 665 1 667 1 656 1 690 2 271
12-nov. 1 484 1 515 1 670 1 670 1 657 1 710 2 250
13-nov. 1 481 1 528 1 681 1 665 1 654 1 701 2 246
14-nov. 1 467 1 538 1 683 1 663 1 648 1 714 2 235
15-nov. 1 468 1 558 1 691 1 669 1 641 1 744 2 239
16-nov. 1 470 1 553 1 697 1 665 1 630 1 748 2 232
17-nov. 1 475 1 538 1 703 1 664 1 617 1 750 2 204
18-nov. 1 477 1 528 1 704 1 663 1 628 1 747 2 185
19-nov. 1 475 1 527 1 699 1 677 1 625 1 762 2 183
20-nov. 1 479 1 533 1 694 1 681 1 643 1 774 2 176
21-nov. 1 490 1 544 1 695 1 690 1 658 1 768 2 183
22-nov. 1 490 1 544 1 689 1 685 1 673 1 772 2 168
23-nov. 1 492 1 560 1 685 1 691 1 681 1 780 2 154
24-nov. 1 495 1 570 1 662 1 691 1 687 1 788 2 167
25-nov. 1 507 1 586 1 658 1 688 1 691 1 782 2 163
26-nov. 1 513 1 594 1 655 1 687 1 699 1 775 2 140
27-nov. 1 513 1 594 1 645 1 695 1 694 1 761 2 123
28-nov. 1 516 1 600 1 637 1 703 1 692 1 753 2 105
29-nov. 1 530 1 614 1 641 1 705 1 690 1 746 2 099
30-nov. 1 536 1 623 1 652 1 716 1 692 1 741 2 107
01-déc. 1 530 1 624 1 662 1 725 1 691 1 732 2 099
02-déc. 1 526 1 622 1 664 1 737 1 685 1 741 2 099
03-déc. 1 512 1 620 1 673 1 751 1 682 1 722 2 117
04-déc. 1 519 1 628 1 684 1 754 1 681 1 731 2 107
05-déc. 1 523 1 624 1 703 1 748 1 670 1 742 2 109
06-déc. 1 531 1 618 1 702 1 753 1 654 1 747 2 117
07-déc. 1 538 1 609 1 707 1 754 1 644 1 743 2 107
08-déc. 1 564 1 632 1 735 1 781 1 641 1 739 2 119
09-déc. 1 601 1 631 1 755 1 792 1 650 1 748 2 124
10-déc. 1 635 1 630 1 758 1 792 1 650 1 773 2 113
11-déc. 1 652 1 627 1 775 1 806 1 647 1 780 2 126
12-déc. 1 664 1 628 1 782 1 834 1 651 1 780 2 129
13-déc. 1 660 1 630 1 789 1 835 1 678 1 771 2 123
14-déc. 1 665 1 633 1 793 1 833 1 699 1 784 2 105
15-déc. 1 677 1 626 1 787 1 822 1 715 1 800 2 079
16-déc. 1 669 1 631 1 797 1 821 1 723 1 797 2 055
17-déc. 1 668 1 632 1 815 1 821 1 738 1 794 2 054
18-déc. 1 671 1 622 1 829 1 815 1 753 1 792 2 027
19-déc. 1 683 1 619 1 843 1 810 1 758 1 803 2 019
20-déc. 1 694 1 622 1 861 1 832 1 754 1 814 2 011
21-déc. 1 697 1 627 1 901 1 848 1 747 1 803 2 014
22-déc. 1 697 1 606 1 925 1 854 1 735 1 791 2 000
23-déc. 1 705 1 613 1 964 1 869 1 724 1 789 2 012
24-déc. 1 722 1 617 1 991 1 904 1 726 1 786 2 016
25-déc. 1 726 1 642 2 018 1 924 1 738 1 788 2 049
26-déc. 1 727 1 648 2 040 1 935 1 740 1 777 2 048
27-déc. 1 729 1 657 2 061 1 942 1 743 1 791 2 048
28-déc. 1 751 1 659 2 060 1 958 1 764 1 795 2 048
29-déc. 1 755 1 689 2 094 1 977 1 781 1 818 2 076
30-déc. 1 762 1 702 2 120 1 999 1 808 1 831 2 081
31-déc. 1 758 1 717 2 159 2 002 1 819 1 851 2 095
  • Notes : résultats provisoires. Moyenne mobile sur 7 jours.
  • Lecture : entre le 5 et le 11 janvier 2018, 2 013 décès ont eu lieu en France en moyenne chaque jour.
  • Champ : France.
  • Source : Insee, statistiques de l’état civil, extraction au 5 août 2021.

Figure 1 - Décès quotidiens en 2020 et 2021 comparés aux cinq années précédentes et à la canicule de 2003

  • Notes : résultats provisoires. Moyenne mobile sur 7 jours.
  • Lecture : entre le 5 et le 11 janvier 2018, 2 013 décès ont eu lieu en France en moyenne chaque jour.
  • Champ : France.
  • Source : Insee, statistiques de l’état civil, extraction au 5 août 2021.

En 2020, la hausse des décès est un peu plus forte pour les hommes (+ 10 %) que pour les femmes (+ 8 %) et elle concerne davantage les personnes âgées de 70 ans ou plus (+ 11 %). Elle varie fortement selon les territoires en fonction de la dynamique locale de l’épidémie [Le Minez et Roux, 2021]. De plus, elle affecte davantage les personnes nées à l’étranger (+ 17 %) que celles nées en France (+ 8 %) [Papon et Robert Bobée, 2021].

Analyser la hausse des décès par rapport à 2019 ne suffit cependant pas à appréhender l’impact de l’épidémie de Covid-19 sur la mortalité. En effet, depuis 2004, le nombre de décès s’accroît généralement chaque année, bien que les risques de décès à chaque âge diminuent. Ceci s’explique par l’augmentation et le vieillissement de la population, consécutif notamment à l’avancée en âge des générations du baby-boom. Une hausse des décès était donc attendue en 2020, que l’épidémie de Covid-19 a amplifiée en augmentant les risques de décéder aux âges élevés. Pour comprendre l’évolution des décès en 2020, il est par conséquent important de distinguer les effets de l’évolution des risques de décès par âge d’une part et du vieillissement de la population d’autre part. Pour ce faire, cet éclairage s’appuie sur les statistiques de l’état civil et le recensement de la population (sources).

En 2020, les risques de décès augmentent chez les plus âgés et baissent chez les plus jeunes

Les quotients de mortalité mesurent à chaque âge le risque de décéder au cours de l’année, quelle qu’en soit la cause. En général, ils sont très faibles jusqu’à 50 ans, puis accélèrent rapidement, en particulier après 80 ans. En 2020, ils évoluent très différemment selon l’âge et le sexe, par rapport à 2019, année prise comme référence [Blanpain, 2021]. Ces évolutions résultent à la fois d’augmentations de la mortalité en raison de la Covid-19 ou d’autres causes, mais également de diminutions liées par exemple à des effets « protecteurs » des confinements.

En particulier, les quotients de mortalité diminuent en 2020 pour les moins de 35 ans (– 2,3 % pour les femmes, – 6,2 % pour les hommes), de même qu’entre 35 et 44 ans pour les femmes (– 2,5 %) (figure 2). En 2020, la population a été moins exposée à certains risques, qui représentent une part importante des causes de décès parmi les jeunes : les confinements et le télétravail ont réduit les trajets quotidiens, donc les accidents de la circulation [ONISR, 2021] ; ils ont également limité certaines pratiques à risque, d’ordre sportif ou festif, mais aussi les tentatives de suicide [Costemalle et al ., 2021] ; des accidents liés au travail ont probablement été évités du fait de la fermeture d’un grand nombre d’entreprises, en particulier lors du premier confinement de la mi-mars à la mi-mai 2020. Les mesures destinées à faire face à la pandémie ont donc eu un effet protecteur par rapport à d’autres causes de décès.

Figure 2 - Évolution des quotients de mortalité entre 2019 et 2020 selon l’âge atteint dans l’année

en %
Figure 2 - Évolution des quotients de mortalité entre 2019 et 2020 selon l’âge atteint dans l’année (en %) - Lecture : le quotient de mortalité des femmes âgées de 95 ans ou plus a augmenté de 5,2 % entre 2019 et 2020.
Femmes Hommes
Moins de 35 ans -2,3 -6,2
35-44 ans -2,5 1,9
45-54 ans 0,1 2,8
55-64 ans 2,3 3,0
65-69 ans 4,9 6,1
70-74 ans 6,2 8,7
75-79 ans 8,1 10,9
80-84 ans 8,0 10,3
85-89 ans 7,6 10,4
90-94 ans 6,5 8,4
95 ans ou plus 5,2 7,6
  • Lecture : le quotient de mortalité des femmes âgées de 95 ans ou plus a augmenté de 5,2 % entre 2019 et 2020.
  • Champ : France.
  • Source : Insee, statistiques de l’état civil et estimations de population.

Figure 2 - Évolution des quotients de mortalité entre 2019 et 2020 selon l’âge atteint dans l’année

  • Lecture : le quotient de mortalité des femmes âgées de 95 ans ou plus a augmenté de 5,2 % entre 2019 et 2020.
  • Champ : France.
  • Source : Insee, statistiques de l’état civil et estimations de population.

La crise sanitaire a eu davantage de conséquences sur la mortalité des personnes les plus âgées. Leur risque de décéder est naturellement plus élevé et il a augmenté avec la pandémie. Entre 55 et 64 ans, la hausse des quotients de mortalité est encore relativement modérée et concerne un peu moins les femmes (+ 2,3 %) que les hommes (+ 3,0 %). Elle s’accentue nettement à partir de 65 ans et atteint son maximum entre 75 et 79 ans (+ 8,1 % pour les femmes et + 10,9 % pour les hommes). Elle reste importante jusqu’à 85-89 ans, puis diminue jusqu’à + 5,2 % pour les femmes et + 7,6 % pour les hommes de 95 ans ou plus, âges où les risques de décéder restent néanmoins les plus élevés, avec ou sans pandémie.

L’espérance de vie baisse en 2020 en raison de la hausse des décès après 70 ans

Sous l’effet de la forte hausse des quotients de mortalité aux âges élevés, l’espérance de vie à la naissance recule de 0,5 an pour les femmes et 0,6 an pour les hommes en 2020. Elle s’établit ainsi à 85,1 ans pour les femmes et à 79,1 ans pour les hommes [Papon et Beaumel, 2021]. La baisse est en particulier bien plus prononcée qu’en 2015, année marquée par une forte grippe (respectivement – 0,3 an et – 0,2 an).

Pour les femmes, l’augmentation des quotients de mortalité après 70 ans explique à elle seule une baisse de 0,4 an de l’espérance de vie (soit 91 % de la baisse), dont 0,2 an pour les décès entre 80 et 89 ans (figure 3), (méthodes). Pour les hommes, la contribution des personnes de 70 ans ou plus à la baisse de l’espérance de vie est de 0,5 an (85 % de la baisse). Pour eux, la hausse des décès entre 70 et 79 ans contribue nettement plus que pour les femmes (– 0,2 an) et autant entre 80 et 89 ans (– 0,2 an).

Figure 3 - Contribution de chaque groupe d’âge à l’évolution de l’espérance de vie à la naissance entre 2019 et 2020

en année
Figure 3 - Contribution de chaque groupe d’âge à l’évolution de l’espérance de vie à la naissance entre 2019 et 2020 (en année) - Lecture : les décès de femmes âgées de 80 à 84 ans contribuent à hauteur de – 0,09 an à la baisse d’espérance de vie des femmes.
Femmes Hommes
Moins de 10 ans 0,01 0,05
10-34 ans 0,00 0,02
35-44 ans 0,01 -0,01
45-54 ans 0,01 -0,02
55-64 ans -0,03 -0,05
65-69 ans -0,04 -0,07
70-74 ans -0,04 -0,09
75-79 ans -0,08 -0,13
80-84 ans -0,09 -0,12
85-89 ans -0,10 -0,10
90-94 ans -0,07 -0,05
95 ans ou plus -0,03 -0,02
  • Lecture : les décès de femmes âgées de 80 à 84 ans contribuent à hauteur de – 0,09 an à la baisse d’espérance de vie des femmes.
  • Champ : France.
  • Source : Insee, statistiques de l’état civil et estimations de population.

Figure 3 - Contribution de chaque groupe d’âge à l’évolution de l’espérance de vie à la naissance entre 2019 et 2020

  • Lecture : les décès de femmes âgées de 80 à 84 ans contribuent à hauteur de – 0,09 an à la baisse d’espérance de vie des femmes.
  • Champ : France.
  • Source : Insee, statistiques de l’état civil et estimations de population.

La baisse de la mortalité avant 35 ans modère légèrement le recul de l’espérance de vie. Cet effet reste cependant limité en raison de la faible mortalité à ces âges. Il concerne surtout les hommes (+ 0,1 an) : d’une part, la mortalité des jeunes hommes est légèrement plus élevée que celle des jeunes femmes, notamment entre 18 et 35 ans ; d’autre part, les risques de décès diminuent plus fortement pour eux en 2020.

Un recul de l’espérance de vie plus important en Île-de-France

En France métropolitaine, la baisse de l’espérance de vie en 2020 est la plus marquée en Île-de-France, qui a subi de plein fouet les deux premières vagues épidémiques (figure 4). L’espérance de vie des Franciliennes recule de 1,4 an pour atteindre 84,7 ans et devient donc inférieure à la moyenne nationale féminine. Pour les hommes, la baisse est plus importante encore (– 1,8 an), ramenant leur espérance de vie à 79,5 ans, qui reste toutefois supérieure à la moyenne nationale masculine.

Figure 4 - Espérance de vie à la naissance selon la région de domicile et le sexe en 2019 et 2020

en années
Figure 4 - Espérance de vie à la naissance selon la région de domicile et le sexe en 2019 et 2020 (en années) - Lecture : l’espérance de vie des femmes résidant en Normandie est de 84,5 ans en 2020, en baisse de 0,4 an.
Femmes Hommes
2019 2020 Évolution 2019-2020 2019 2020 Évolution 2019-2020
Auvergne-Rhône-Alpes 85,9 84,9 -1,0 80,5 79,2 -1,3
Bourgogne-Franche-Comté 85,2 84,3 -0,9 79,2 78,1 -1,1
Bretagne 85,4 85,4 0,0 78,8 78,8 0,0
Centre-Val de Loire 85,2 84,8 -0,4 79,3 78,9 -0,4
Corse 85,8 85,5 -0,3 80,9 80,6 -0,3
Grand Est 84,8 83,7 -1,1 79,1 77,8 -1,3
Guadeloupe 84,2 83,6 -0,6 77,6 77,0 -0,6
Guyane 82,7 83,2 0,5 76,5 77,5 1,0
Hauts-de-France 83,9 83,1 -0,8 77,7 76,6 -1,1
Île-de-France 86,1 84,7 -1,4 81,3 79,5 -1,8
La Réunion 84,4 84,6 0,2 77,2 77,3 0,1
Martinique 84,8 84,7 -0,1 78,5 78,6 0,1
Mayotte 76,2 73,6 -2,6 75,0 72,3 -2,7
Normandie 84,9 84,5 -0,4 78,5 78,0 -0,5
Nouvelle-Aquitaine 85,6 85,5 -0,1 79,7 79,6 -0,1
Occitanie 85,7 85,4 -0,3 80,3 80,0 -0,3
Pays de la Loire 86,0 85,8 -0,2 79,8 79,6 -0,2
Provence-Alpes-Côte d’Azur 85,6 85,1 -0,5 80,2 79,5 -0,7
France 85,6 85,1 -0,5 79,7 79,1 -0,6
  • Note : résultats provisoires arrêtés en mars 2021.
  • Lecture : l’espérance de vie des femmes résidant en Normandie est de 84,5 ans en 2020, en baisse de 0,4 an.
  • Champ : France.
  • Source : Insee, statistiques de l’état civil et estimations de population.

Le Grand Est a été également très touché par la première vague de la pandémie. La baisse de l’espérance de vie y est de 1,3 an pour les hommes et de 1,1 an pour les femmes, avec des espérances de vie déjà inférieures à la moyenne nationale en 2019.

La première vague a aussi touché, bien que plus modérément, les Hauts-de-France, ainsi que la Bourgogne-Franche-Comté et l’Auvergne-Rhône-Alpes, ces deux dernières régions étant à nouveau fortement concernées par la seconde vague [Le Minez et Roux, 2021]. En Auvergne-Rhône-Alpes, l’espérance de vie recule de 1,3 an pour les hommes et 1,0 an pour les femmes, celle des femmes basculant sous la moyenne nationale. En Bourgogne-Franche-Comté, déjà sous la moyenne nationale en 2019, la baisse est de 1,1 an pour les hommes et 0,9 an pour les femmes. Dans les Hauts-de-France, région de métropole où l’espérance de vie est la plus faible, les écarts à la moyenne nationale se creusent en 2020 : l’espérance de vie recule de 0,8 an pour les femmes, atteignant 83,1 ans, soit 2,0 années de moins que la moyenne, et de 1,1 an pour les hommes, atteignant 76,6 ans, soit 2,5 ans de moins que la moyenne. La baisse est également forte en Provence-Alpes-Côte d’Azur (– 0,7 an pour les hommes et – 0,5 an pour les femmes), affectée par la deuxième vague.

En revanche, l’espérance de vie diminue très peu dans les Pays de la Loire et en Nouvelle-Aquitaine (respectivement – 0,2 an et – 0,1 an pour les hommes comme pour les femmes), deux régions parmi les moins touchées par l’épidémie. La Bretagne est la région métropolitaine la plus épargnée : l’espérance de vie des femmes comme des hommes y reste stable.

La situation est encore plus contrastée en outre mer. À Mayotte, l’espérance de vie diminue fortement entre 2019 et 2020 : – 2,6 ans pour les femmes et – 2,7 ans pour les hommes. L’île a été atteinte à la fois par l’épidémie de Covid-19 et par une forte poussée de dengue. L’espérance de vie y était déjà la plus basse parmi les régions françaises en 2019, elle est en 2020 inférieure de 11,5 ans à la moyenne nationale pour les femmes et de 6,8 ans pour les hommes.

En Guadeloupe, l’espérance de vie recule de 0,6 an pour les femmes comme pour les hommes pour l’année 2020. Elle est relativement stable en Martinique et à La Réunion. Durant l’été 2021, les Antilles, où le taux de vaccination était particulièrement faible, ont été très touchées par une nouvelle vague épidémique, sur une période postérieure à cette étude. La forte hausse des décès aura sans doute une incidence sur l’espérance de vie de l’année 2021.

En Guyane, où la population est beaucoup plus jeune qu’en France métropolitaine, et qui a été moins touchée par l’épidémie durant l’année 2020, l’espérance de vie augmente nettement : + 0,5 an pour les femmes et + 1,0 an pour les hommes. La première vague de l’épidémie y a eu lieu plus tard qu’en métropole (en juin et juillet 2020), mais celle du printemps 2021 due au variant Gamma, identifié pour la première fois au Brésil, a été très forte et affectera probablement l’espérance de vie sur ce territoire en 2021.

La probabilité de décéder en 2020 augmente plus fortement pour les personnes nées en Afrique

La hausse de la mortalité en 2020 diffère aussi selon le pays de naissance. Lors de la première vague, le nombre de décès des personnes nées en Afrique ou en Asie a nettement plus augmenté que celui des personnes nées en France. Il en a été de même lors de la deuxième vague, avec cependant des écarts moins marqués selon les origines [Papon et Robert Bobée, 2020 et 2021].

Les risques de décès des personnes nées à l’étranger se sont nettement accrus en 2020. Avant 55 ans, ils augmentent pour les femmes nées à l’étranger, alors qu’ils baissent pour celles nées en France (figure 5). Après 55 ans, la mortalité des femmes nées à l’étranger s’accroît plus fortement que pour celles nées en France. En particulier pour celles nées en Afrique hors Maghreb, les quotients de mortalité augmentent de plus de 40 % entre 55 et 64 ans, alors qu’ils sont stables pour les femmes du même âge nées en France, et de l’ordre de 30 % entre 65 et 84 ans, soit 5 fois plus que pour celles nées en France. La mortalité des femmes nées au Maghreb s’élève également fortement entre 2019 et 2020, mais uniquement après 65 ans.

Figure 5a - Évolution des quotients de mortalité pour les femmes entre 2019 et 2020 selon le pays de naissance

en %
Figure 5a - Évolution des quotients de mortalité pour les femmes entre 2019 et 2020 selon le pays de naissance (en %) - Lecture : la probabilité de décéder dans l’année a augmenté de 21,6 % entre 2019 et 2020 pour les hommes âgés de 65 à 74 ans nés au Maghreb.
France Espagne
Italie
Portugal
Autres pays d’Europe Maghreb Afrique hors Maghreb Autres pays
Moins de 35 ans -2,6 17,5
35-54 ans -2,4 -7,8 17,1 12,9 25,6 4,4
55-64 ans 0,9 28,1 1,4 -6,0 44,2 12,8
65-74 ans 5,1 6,4 -5,6 16,8 28,6 25,1
75-84 ans 6,1 14,0 12,2 20,9 31,3 31,3
85 ans ou plus 6,8 7,7 2,6 16,1 12,0 11,3
  • Note : les évolutions ne sont calculées que pour les modalités regroupant plus de 100 décès.
  • Lecture : la probabilité de décéder dans l’année a augmenté de 21,6 % entre 2019 et 2020 pour les hommes âgés de 65 à 74 ans nés au Maghreb.
  • Champ : France.
  • Source : Insee, statistiques de l’état civil et estimations de population.

Figure 5a - Évolution des quotients de mortalité pour les femmes entre 2019 et 2020 selon le pays de naissance

  • Note : les évolutions ne sont calculées que pour les modalités regroupant plus de 100 décès.
  • Lecture : la probabilité de décéder dans l’année a augmenté de 21,6 % entre 2019 et 2020 pour les hommes âgés de 65 à 74 ans nés au Maghreb.
  • Champ : France.
  • Source : Insee, statistiques de l’état civil et estimations de population.

Pour les hommes de 55 ans ou plus, la probabilité de décéder dans l’année s’accroît aussi plus fortement pour ceux nés en Afrique. Entre 55 et 64 ans, les quotients de mortalité augmentent de plus de 40 % pour les hommes nés en Afrique hors Maghreb, alors qu’ils stagnent pour ceux nés en France. Après 65 ans, les hausses sont importantes, mais inférieures à 10 %, pour ceux nés en France, alors qu’elles dépassent 20 % pour ceux nés au Maghreb et 40 % pour ceux nés en Afrique hors Maghreb (jusqu’à + 60 % entre 65 et 74 ans). Chez les plus jeunes, la mortalité des hommes nés en Afrique est aussi notablement en hausse.

La surmortalité des personnes nées à l’étranger peut provenir de multiples causes, notamment de caractéristiques sociodémographiques, d’états de santé, de conditions de vie ou encore d’une répartition géographique différenciés. Par exemple, les personnes nées en Afrique, dont la surmortalité est particulièrement élevée, résident plus souvent dans les régions les plus affectées par la Covid-19, notamment l’Île-de-France et plus particulièrement en Seine-Saint-Denis. Selon Warszawski et al. (2020), la séroprévalence de la Covid-19 à l’issue de la première vague est deux fois plus élevée chez les personnes immigrées nées hors de l’Europe, mais disparaît complètement lorsque les conditions de vie socio-économiques et d’habitat sont prises en compte.

Par ailleurs, la structure par âge de la population varie selon les régions. Or la mortalité due à l’épidémie dépend fortement de l’âge. Une analyse à caractéristiques identiques permet d’isoler l’effet de certains de ces facteurs (âge, sexe, pays de naissance, région de résidence, densité de population de la commune) sur le risque de décéder.

Risque de décès en 2020 : des inégalités marquées selon les caractéristiques des populations

De façon attendue, l’âge influence le plus la probabilité de décéder dans l’année, en période de pandémie ou non. Toutes choses égales par ailleurs, le risque de mortalité s’accroît avec l’âge, et de manière accentuée en 2020. En 2019, les personnes de 85 ans ou plus avaient un risque de décéder 26,7 fois plus important que les 55-64 ans ; en 2020, il est 28,8 fois plus important (et jusqu’à 29,8 fois lors de la première vague) (figure 6). Par ailleurs, à autres caractéristiques identiques, et notamment au même âge, les hommes ont 1,7 fois plus de risque de décéder que les femmes en 2020 (1,6 en 2019).

Figure 6a - Influence de l'âge sur la mortalité en 2019

odds ratio
Figure 6a - Influence de l'âge sur la mortalité en 2019 (odds ratio) - Lecture : en 2020, à autres caractéristiques identiques, une personne âgée de 75 à 84 ans a 6 fois plus de risques de décéder dans l’année qu’une personne de 55 à 64 ans.
2019 2020 1re vague 2e vague
Âge
Moins de 35 ans 0,059 0,056 0,047 0,054
35-54 ans 0,291 0,286 0,274 0,282
55-64 ans (Réf.) 1 1 1 1
65-74 ans 2,132 2,239 2,331 2,254
75-84 ans 5,51 5,928 6,485 6,052
85 ans ou plus 26,71 28,837 29,776 26,306
  • Notes : seules les modalités pour lesquelles les coefficients sont significatifs au seuil de 5 % sont représentées. La 1ᵉʳ vague s’étend de mars à avril 2020, la 2ᵉ vague de septembre à décembre 2020.
  • Lecture : en 2020, à autres caractéristiques identiques, une personne âgée de 75 à 84 ans a 6 fois plus de risques de décéder dans l’année qu’une personne de 55 à 64 ans.
  • Champ : France.
  • Source : Insee, statistiques de l’état civil et estimations de population.

Figure 6a - Influence de l'âge sur la mortalité en 2019

  • Notes : seules les modalités pour lesquelles les coefficients sont significatifs au seuil de 5 % sont représentées. La 1ᵉʳ vague s’étend de mars à avril 2020, la 2ᵉ vague de septembre à décembre 2020.
  • Lecture : en 2020, à autres caractéristiques identiques, une personne âgée de 75 à 84 ans a 6 fois plus de risques de décéder dans l’année qu’une personne de 55 à 64 ans.
  • Champ : France.
  • Source : Insee, statistiques de l’état civil et estimations de population.

En 2019, à autres caractéristiques identiques, les habitants d’Île-de-France avaient un risque de décéder dans l’année inférieur de 13 % à ceux de Bretagne, région médiane pour le quotient de mortalité . Vivre en Île-de-France a en revanche été pénalisant lors de la première vague épidémique : le risque de décéder est devenu l’un des plus élevés du pays, supérieur de 51 % à celui de la Bretagne ; lors de la deuxième vague, il est néanmoins repassé en dessous de celui de la Bretagne (– 4 %), sans toutefois retrouver son niveau relatif de 2019. De même, pour le Grand Est, le risque est devenu supérieur de 56 % à celui de la Bretagne lors de la première vague, alors qu’il n’y avait pas d’écart en 2019. En Auvergne-Rhône-Alpes, le risque de décès était inférieur de 8 % à celui de la Bretagne en 2019, mais devient supérieur de 6 % lors de la première vague et de 22 % lors de la deuxième vague. Dans les Hauts-de-France, le risque de décès était déjà élevé en 2019, supérieur de 13 % à celui de la Bretagne, mais il s’est encore accru à 38 % au-dessus de la Bretagne lors de la première vague et 28 % lors de la deuxième. À Mayotte, le risque était déjà supérieur de 79 % à celui de la Bretagne en 2019 et l’est devenu de 112 % en 2020.

À autres caractéristiques identiques, et notamment âge, sexe et région de résidence, les personnes nées hors d’Europe ont des risques de décéder en 2020 plus élevés que celles nées en France. Alors qu’en 2019, les risques de décéder étaient presque les mêmes pour les personnes nées au Maghreb que pour celles nées en France, celles nées au Maghreb ont 1,2 fois plus de risque de décéder que celles nées en France lors de chacune des deux vagues épidémiques de 2020. Pour les personnes nées dans un autre pays d’Afrique, la probabilité est 1,7 fois supérieure lors de la première vague et 1,2 fois supérieure lors de la deuxième vague. D’autres facteurs non pris en compte ici contribuent également à ce que la mortalité en 2020 soit plus forte pour les personnes nées hors d’Europe, tels que les conditions de logement en moyenne moins favorables, l’utilisation plus fréquente des transports en commun, des professions plus exposées au risque de contamination, notamment lors de la première vague [Papon et Robert Bobée, 2020 ; Mangeney et al ., 2020].

L’influence du pays de naissance varie aussi selon la région. En Île-de-France, à autres caractéristiques identiques, les écarts selon le pays d’origine sont plus importants qu’en moyenne sur l’ensemble des régions, notamment lors de la première vague (encadré 1).

Outre la dynamique particulière de l’épidémie en Île-de-France, notamment lors de la première vague, certaines spécificités de la région et de ses résidents nés en Afrique sont peut être plus marquées qu’ailleurs et contribuent à ces écarts de mortalité plus importants entre origines (métiers exercés, taille des logements, utilisation des transports en commun, etc.). Dans les communes les plus densément peuplées de l’Île-de-France, où le risque de décéder dans l’année est habituellement légèrement plus faible que dans les communes de densité intermédiaire (– 8 % en 2019, – 6 % en moyenne sur toutes les régions), celui-ci a été plus fort lors de la première vague (+ 10 % contre 0 % en moyenne). Dans le Grand Est, aussi très affecté par la première vague épidémique, la différence de risque de décéder selon le pays de naissance n’est pas significativement différente des autres régions. En revanche, le fait d’habiter dans une commune très peu dense y a eu un effet particulièrement protecteur lors de la première vague : 33 % de risque en moins de décéder que pour les habitants des communes de densité intermédiaire, contre 10 % en 2019. Dans l’ensemble des régions, les risques de décès en communes très peu denses sont inférieurs respectivement de 15 % et de 8 % par rapport aux communes de densité intermédiaire.

En avril et en novembre 2020, les décès ont dépassé de plus de 30 % ceux attendus

Comparer les quotients de mortalité de 2020 à ceux de 2019 fait ressortir de fortes inégalités en matière d’évolution de la mortalité. Une autre manière d’évaluer l’impact de l’épidémie de Covid-19 consiste à prendre en compte l’augmentation et le vieillissement de la population, ainsi que la tendance à la baisse des quotients de mortalité presque ininterrompue depuis plusieurs décennies, et ainsi à comparer les décès observés en 2020 et au premier semestre 2021 à ceux attendus en l’absence de pandémie.

Le nombre de décès attendus est estimé en supposant que les quotients de mortalité pour chaque sexe et âge ont baissé en 2020 au même rythme que sur la dernière décennie (méthodes) [Blanpain, 2021]. Sous cette hypothèse, 621 900 décès auraient eu lieu en 2020 en l’absence d’épidémie de Covid-19, soit 8 700 de plus qu’en 2019 (figure 7). Cette hausse attendue est le résultat combiné de trois facteurs (figure 8) :

  • + 13 800 décès en raison de l’augmentation de la population âgée, qui accroît « mécaniquement » le nombre de décès à probabilité de décéder à chaque âge identique en 2020 à celle de 2019 ;
  • + 1 900 décès du fait que l’année 2020 est bissextile et compte donc un jour de plus que 2019 ;
  • – 7 000 décès à la suite de la baisse attendue des quotients de mortalité.

Figure 7 - Décès observés de 2010 à 2020 et attendus en 2020 si les quotients de mortalité avaient baissé au même rythme que sur la dernière décennie

en milliers
Figure 7 - Décès observés de 2010 à 2020 et attendus en 2020 si les quotients de mortalité avaient baissé au même rythme que sur la dernière décennie (en milliers) - Lecture : en 2020, 668 900 décès ont eu lieu, alors que 621 900 décès auraient eu lieu si les quotients de mortalité avaient baissé au même rythme que sur la période 2010-2019.
Décès observés Décès attendus en 2020
2010 551
2011 545
2012 570
2013 569
2014 559
2015 594
2016 594
2017 606
2018 610
2019 613 613
2020 669 622
  • Lecture : en 2020, 668 900 décès ont eu lieu, alors que 621 900 décès auraient eu lieu si les quotients de mortalité avaient baissé au même rythme que sur la période 2010-2019.
  • Champ : France hors Mayotte jusqu’en 2013, France à partir de 2014.
  • Source : Insee, statistiques de l’état civil et estimations de population.

Figure 7 - Décès observés de 2010 à 2020 et attendus en 2020 si les quotients de mortalité avaient baissé au même rythme que sur la dernière décennie

  • Lecture : en 2020, 668 900 décès ont eu lieu, alors que 621 900 décès auraient eu lieu si les quotients de mortalité avaient baissé au même rythme que sur la période 2010-2019.
  • Champ : France hors Mayotte jusqu’en 2013, France à partir de 2014.
  • Source : Insee, statistiques de l’état civil et estimations de population.

Figure 8 - Facteurs expliquant la hausse des décès en 2020

Figure 8 - Facteurs expliquant la hausse des décès en 2020 - Lecture : en 2020, 668 900 décès ont eu lieu en France, soit 47 000 de plus qu’attendu si les quotients de mortalité avaient baissé de 2019 à 2020 au même rythme que sur la période 2010-2019.
De janvier à février De mars à décembre Ensemble de l’année
Décès observés 2019 116 200 497 000 613 200
+ dus au vieillissement et à l’augmentation de la population 2 800 11 000 13 800
+ dus à l’année bissextile 1 900 0 1 900
+ dus à l’évolution attendue des quotients de mortalité -3 300 -3 700 -7 000
Décès attendus 20201 117 600 504 300 621 900
+ dus à l’évolution inattendue des quotients de mortalité -8 900 55 900 47 000
Décès observés 2020 108 800 560 200 668 900
  • 1. Les décès attendus en 2020 sont calculés en appliquant à la population observée en 2020 les quotients de mortalité par sexe et âge attendus en 2020, en supposant qu’ils ont baissé au même rythme que sur la période 2010-2019. La répartition des décès attendus par mois est celle constatée en moyenne par sexe et âge entre 2010 et 2019.
  • Note : les totaux étant calculés à partir des valeurs réelles, une somme arrondie peut diverger de la somme des valeurs arrondies.
  • Lecture : en 2020, 668 900 décès ont eu lieu en France, soit 47 000 de plus qu’attendu si les quotients de mortalité avaient baissé de 2019 à 2020 au même rythme que sur la période 2010-2019.
  • Champ : France.
  • Source : Insee, statistiques de l’état civil et estimations de population.

Avec 668 900 décès survenus en 2020, il y a donc eu 47 000 décès de plus qu’attendus. De mars à décembre 2020, période où l’épidémie de Covid-19 a circulé en France de manière significative, le nombre de décès a dépassé de 55 900 le nombre attendu sur cette période. De même, de janvier à juin 2021, 337 700 décès ont eu lieu, soit 17 700 décès de plus qu’attendus (figure 9). Au total, de mars 2020 à juin 2021, l’écart entre le nombre de décès observés et attendus est donc de 73 600 décès. Cet écart est inférieur au nombre de décès attribués à la Covid-19 sur la même période, car il ne mesure pas exactement la même chose (encadré 2).

Figure 9 - Facteurs expliquant la hausse des décès au premier semestre 2021

Figure 9 - Facteurs expliquant la hausse des décès au premier semestre 2021 - Lecture : de janvier à juin 2021, 337 700 décès ont eu lieu en France, soit 17 700 de plus qu’attendu si les quotients de mortalité avaient baissé de 2019 à 2021 au même rythme que sur la période 2010-2019.
De janvier à juin
Décès observés 2019 314 600
+ dus au vieillissement et à l’augmentation de la population 11 900
+ dus à l’évolution attendue des quotients de mortalité -6 500
Décès attendus 20211 320 000
+ dus à l’évolution inattendue des quotients de mortalité 17 700
Décès observés 2021 337 700
  • 1. Les décès attendus en 2021 sont calculés en appliquant à la population observée en 2021 les quotients de mortalité par sexe et âge attendus en 2021, en supposant qu’ils ont baissé au même rythme que sur la période 2010-2019. La répartition des décès attendus par mois est celle constatée en moyenne par sexe et âge entre 2010 et 2019.
  • Lecture : de janvier à juin 2021, 337 700 décès ont eu lieu en France, soit 17 700 de plus qu’attendu si les quotients de mortalité avaient baissé de 2019 à 2021 au même rythme que sur la période 2010-2019.
  • Champ : France.
  • Source : Insee, statistiques de l’état civil (extraction au 5 août 2021) et estimations de population.

En janvier et février 2020, les décès ont été inférieurs de 6 % et 9 % à ceux attendus, la grippe ayant occasionné peu de décès (figure 10a). Dès cette période, les gestes de protection se sont diffusés dans les établissements d’hébergement pour personnes âgées. À partir de mars, l’épidémie de Covid-19 s’est installée et les décès ont dépassé de 12 % ceux attendus. Un premier pic a ensuite été atteint en avril, à + 33 %.

Figure 10a - Décès observés et attendus au premier semestre 2021

en milliers
Figure 10a - Décès observés et attendus au premier semestre 2021 (en milliers) - Lecture : en janvier 2021, 66 700 décès ont eu lieu, alors que 61 200 décès auraient eu lieu si les quotients de mortalité avaient baissé de 2019 à 2021 au même rythme que sur la période 2010-2019.En avril 2020, les décès observés sont supérieurs de 33,0 % aux décès attendus.
Janvier Février Mars Avril Mai Juin Juillet Août Septembre Octobre Novembre Décembre
2020 57 51 63 67 49 46 47 49 49 58 66 64
Attendu 2020 61 57 57 50 50 47 48 48 47 51 51 56
2021 67 57 59 57 52 46
Attendu 2021 61 55 57 50 50 47 49 48 47 51 51 56
  • Note : le nombre de décès attendus en février 2020 est supérieur à celui de février 2021, car l’année 2020 inclut le 29 février.
  • Lecture : en janvier 2021, 66 700 décès ont eu lieu, alors que 61 200 décès auraient eu lieu si les quotients de mortalité avaient baissé de 2019 à 2021 au même rythme que sur la période 2010-2019.En avril 2020, les décès observés sont supérieurs de 33,0 % aux décès attendus.
  • Champ : France.
  • Source : Insee, statistiques de l’état civil (extraction au 5 août 2021) et estimations de population.

Figure 10a - Décès observés et attendus au premier semestre 2021

  • Note : le nombre de décès attendus en février 2020 est supérieur à celui de février 2021, car l’année 2020 inclut le 29 février.
  • Lecture : en janvier 2021, 66 700 décès ont eu lieu, alors que 61 200 décès auraient eu lieu si les quotients de mortalité avaient baissé de 2019 à 2021 au même rythme que sur la période 2010-2019.
  • Champ : France.
  • Source : Insee, statistiques de l’état civil (extraction au 5 août 2021) et estimations de population.

En mai, les décès sont redevenus légèrement inférieurs à ceux attendus (– 1 %) et c’était encore le cas en juin (– 1 %) et juillet (– 3 %). Le confinement du printemps 2020 et les gestes de protection ont très probablement joué un rôle.

En août et septembre, l’écart à l’attendu (que l’on pourra qualifier de « surmortalité » par la suite) est resté contenu (+ 4 % et + 5 %). Il a augmenté nettement en octobre et a atteint un deuxième pic en novembre (+ 30 %), presque aussi élevé que celui d’avril. Il a ensuite diminué progressivement à un rythme moins rapide qu’après la première vague épidémique : + 14 % en décembre, mois suivant le deuxième pic, contre – 1 % en mai, mois suivant le premier pic. Ceci pourrait s’expliquer par un confinement moins strict pendant la deuxième vague, avec notamment une activité économique mieux préservée et un recours au télétravail moins fréquent qu’en première vague [Jauneau et Vidalenc, 2021] et peut-être par la saison, moins favorable aux rencontres à l’extérieur.

La forte surmortalité en avril et novembre 2020 s’explique en partie par un nombre de décès habituellement peu élevé ou dans la moyenne ces mois-là (figure 10b). C’est une particularité de la Covid-19 : elle a frappé la population à des mois habituellement peu meurtriers, et notamment dans un calendrier différent de celui de la grippe, qui se manifeste généralement de décembre à mars.

En janvier 2021, malgré un nombre de décès sur le mois équivalent aux pics d’avril et novembre 2020, les décès ont été supérieurs de seulement 9 % à ceux attendus, soit un niveau bien inférieur aux deux pics de 2020. En effet, le mois de janvier est habituellement le plus meurtrier de l’année, notamment du fait de la grippe et des autres maladies saisonnières. Le nombre de décès attendus est donc élevé et l’écart avec les décès observés est relativement faible. Par ailleurs, l’absence de grippe a réduit les décès observés. En février et mars 2021, les décès étaient encore plus proches de ceux attendus (+ 4 % et + 3 %). En avril 2021, ils s’en sont à nouveau écartés, marquant un troisième pic de surmortalité (+ 13 %). Les décès sont habituellement un peu plus faibles en avril qu’en moyenne sur l’année, ce qui n’a pas été le cas en 2021 en raison de la persistance de l’épidémie de Covid-19. En mai 2021, le surcroît de décès par rapport à l’attendu a nettement diminué (+ 5 %) dans le contexte du troisième confinement et des progrès de la vaccination. En juin, les décès sont devenus un peu inférieurs à ceux attendus (– 3 %).

Lors de la troisième vague, une hausse plus modérée des décès pour les plus âgés du fait de l’effet « moisson » et de la vaccination

Les trois vagues de surmortalité n’ont pas touché la population de la même manière à chaque âge (figure 11).

Figure 11 - Écart entre les décès observés et attendus par mois selon l’âge en 2020 et au premier semestre 2021

en %
Figure 11 - Écart entre les décès observés et attendus par mois selon l’âge en 2020 et au premier semestre 2021 (en %) - Lecture : en avril 2020, les décès observés parmi les personnes de 75 à 84 ans sont supérieurs de 38 % à ceux attendus si les quotients de mortalité avaient baissé au même rythme que sur la période 2010-2019.
2020 2021
Janvier Février Mars Avril Mai Juin Juillet Août Septembre Octobre Novembre Décembre Janvier Février Mars Avril Mai Juin
Moins de 35 ans -1,4 0,7 -6,3 -13,2 -7,0 -2,7 0,0 1,7 0,3 -6,5 -3,7 -0,4 -6,2 -13,2 -3,2 -3,9 -10,3 2,2
35-54 ans -1,6 -2,5 8,1 7,8 2,0 2,9 -2,1 5,8 5,7 4,7 9,1 0,8 0,8 -2,0 4,3 9,6 6,4 1,3
55-64 ans -1,7 -5,9 10,8 12,5 2,3 -3,7 0,1 0,7 5,2 6,6 11,3 5,0 -0,6 -0,1 2,9 13,1 9,4 -2,1
65-74 ans -1,8 -4,9 13,4 22,0 -1,0 -0,6 -1,6 7,0 5,3 11,5 20,2 10,8 6,4 6,1 10,3 20,9 11,1 1,8
75-84 ans -5,1 -7,4 19,4 38,5 -0,6 1,0 -1,7 6,0 6,0 17,5 37,2 18,2 14,3 12,2 12,3 21,2 7,8 0,2
85-94 ans -7,8 -12,2 11,1 42,7 -2,5 -1,3 -3,6 1,9 6,0 16,7 40,2 18,8 11,9 4,0 -0,1 12,0 3,5 -5,6
95 ans ou plus -10,2 -13,8 3,0 39,4 0,5 -2,3 -4,9 2,4 3,5 9,4 29,5 13,5 5,0 -4,2 -8,6 0,3 -1,6 -7,9
Ensemble -5,9 -9,3 11,6 33,0 -0,9 -0,8 -2,5 3,8 5,4 13,3 30,4 14,5 8,9 4,0 3,2 13,5 5,4 -2,6
  • Lecture : en avril 2020, les décès observés parmi les personnes de 75 à 84 ans sont supérieurs de 38 % à ceux attendus si les quotients de mortalité avaient baissé au même rythme que sur la période 2010-2019.
  • Champ : France.
  • Source : Insee, statistiques de l’état civil (extraction au 5 août 2021) et estimations de population.

Figure 11 - Écart entre les décès observés et attendus par mois selon l’âge en 2020 et au premier semestre 2021

  • Lecture : en avril 2020, les décès observés parmi les personnes de 75 à 84 ans sont supérieurs de 38 % à ceux attendus si les quotients de mortalité avaient baissé au même rythme que sur la période 2010-2019.
  • Champ : France.
  • Source : Insee, statistiques de l’état civil (extraction au 5 août 2021) et estimations de population.

Pour les personnes de 75 ans ou plus, le surcroît de décès par rapport à l’attendu a été très fort pendant le premier pic d’avril 2020 (+ 41 %) et celui de novembre (+ 37 %), mais a été bien moins marqué pendant le troisième pic en avril 2021 (+ 13 %). La première vague a fortement affecté toutes les tranches d’âges parmi les 75 ans ou plus, de + 38 % pour les 75-84 ans à + 43 % pour les 85-94 ans. C’est encore le cas pendant la deuxième vague, avec toutefois un surcroît plus modéré que lors de la première pour les 95 ans ou plus (+ 30 % contre + 39 %). Lors de la troisième vague, la surmortalité de toutes les tranches d’âges de 75 ans ou plus diminue nettement par rapport à la deuxième vague, et la baisse est particulièrement marquée à 85 ans ou plus : de + 37 % à + 21 % pour les 75-84 ans et de + 40 % à + 12 % pour les 85-94 ans. Pour les 95 ans ou plus, le nombre des décès est même devenu inférieur ou égal au niveau attendu de février à juin 2021.

Le moindre surcroît de décès chez les 75 ans ou plus lors de la troisième vague peut s’expliquer par l’effet « moisson » et par la vaccination. Après une forte hausse des décès, la mortalité baisse par contrecoup dans la période qui suit, car les personnes les plus fragiles sont moins nombreuses, étant davantage décédées précédemment. Cet effet « moisson » a eu lieu en France après la canicule de 2003. Il est plus fort à court terme pour les personnes très âgées, car leur probabilité de décéder quelques mois plus tard en l’absence d’épidémie est plus grande. C’est sans doute pourquoi la surmortalité a été moindre parmi les personnes de 95 ans ou plus comparées au reste de la population dès l’automne 2020. De plus, la vaccination a été ouverte à l’ensemble des 75 ans ou plus en janvier 2021 et la couverture vaccinale à ces âges était déjà substantielle au début de la troisième vague : le 1ᵉʳ avril 2021, 30 % des 75-79 ans et 29 % des 80 ans ou plus avaient reçu deux doses de vaccin, contre 6 % des 70-74 ans [Santé publique France, 2021].

En revanche, la surmortalité entre 35 et 74 ans a été presque identique à chacun des trois pics : de + 8 % à + 10 % par rapport aux décès attendus pour les 35-54 ans, de + 11 % à + 13 % pour les 55-64 ans et de + 20 % à + 22 % pour les 65-74 ans.

D’avril à juin 2021, la surmortalité a diminué pour toutes les classes d’âge au-delà de 35 ans, dans le contexte du troisième confinement et de l’accélération de la vaccination : au 1er juin, 64 % des 80 ans ou plus, 72 % des 75-79 ans et 20 % des 50-59 ans avaient reçu deux doses de vaccin [Santé publique France, 2021].

Pour les personnes de moins de 35 ans, les décès ont plutôt été inférieurs à ceux attendus tout au long de la période de janvier 2020 à juin 2021, ce que la comparaison des quotients de mortalité entre 2019 et 2020 laissait déjà entrevoir. À ces âges, l’écart entre les décès observés et ceux attendus est le plus marqué en avril 2020, pendant le premier confinement, et en février 2021 (– 13 %), mais il a été modéré pendant le deuxième confinement en novembre 2020 (– 4 %).

Pour les hommes, une surmortalité dès 35 ans, maximale à 80 ans

En 2020, l’écart entre les décès observés et ceux attendus a été plus fort pour les hommes que pour les femmes (+ 9 % contre + 6 %). La surmortalité des hommes s’est moins atténuée que celle des femmes entre la deuxième et la troisième vague : en février 2021, les décès observés étaient conformes à ceux attendus pour les femmes, alors que la surmortalité était de + 8 % pour les hommes. De même, lors du pic de la troisième vague en avril, l’écart demeure : + 10 % pour les femmes, contre + 17 % pour les hommes. Cela s’explique en partie par le fait que les personnes très âgées sont plus souvent des femmes : elles sont donc davantage concernées par l’effet « moisson », qui entraîne une sous-mortalité à court terme plus forte pour les personnes très âgées. En mai et juin 2021, l’écart de surmortalité entre femmes et hommes s’est réduit avec la fin de la troisième vague. En juin, les décès étaient inférieurs à ceux attendus pour les femmes (– 4 %) et proches pour les hommes (– 1 %).

Pour les femmes de moins de 35 ans, les décès sont presque conformes à ceux attendus en 2020 (figure 12). En effet, pour elles, les quotients de mortalité ont diminué de 2 %, soit le recul attendu en l’absence d’épidémie. En revanche, pour les hommes de moins de 35 ans, les décès sont inférieurs à ceux attendus (– 4 %), car les quotients de mortalité ont davantage diminué que le recul attendu.

Figure 12 - Écart entre les décès observés et attendus selon le sexe et l'âge en 2020

en %
Figure 12 - Écart entre les décès observés et attendus selon le sexe et l'âge en 2020 (en %) - Lecture : en 2020, les décès observés des hommes de 80 ans sont supérieurs de 12,3 % à ceux attendus si les quotients de mortalité avaient baissé au même rythme que sur la période 2010-2019.
Âge en années Hommes Femmes
0-34 -4,4 -0,7
35-44 3,8 -0,9
45-54 5,3 1,2
55 4,4 2,1
56 4,6 1,5
57 4,7 1,5
58 4,7 1,8
59 4,4 2,6
60 4,1 2,2
61 4,3 3,2
62 4,6 3,6
63 4,9 3,1
64 5,3 3,5
65 5,3 4,0
66 5,8 4,8
67 6,3 4,8
68 6,9 4,7
69 7,2 5,1
70 8,0 5,0
71 8,8 5,6
72 9,1 6,1
73 9,9 6,3
74 10,3 7,1
75 10,7 7,7
76 11,2 7,7
77 11,6 8,0
78 11,9 8,6
79 11,8 8,9
80 12,3 9,0
81 11,8 9,3
82 11,7 9,6
83 11,7 9,0
84 11,7 8,9
85 11,3 8,4
86 11,1 8,5
87 10,6 8,5
88 10,5 8,2
89 10,3 7,9
90 10,3 7,7
91 9,9 7,5
92 9,8 7,2
93 9,6 6,6
94 9,3 6,6
95 8,5 6,1
96 8,5 6,0
97 7,9 5,4
98 8,4 4,9
99 8,4 4,6
100 7,1 4,4
  • Lecture : en 2020, les décès observés des hommes de 80 ans sont supérieurs de 12,3 % à ceux attendus si les quotients de mortalité avaient baissé au même rythme que sur la période 2010-2019.
  • Champ : France.
  • Source : Insee, statistiques de l’état civil (extraction au 5 août 2021) et estimations de population.

Figure 12 - Écart entre les décès observés et attendus selon le sexe et l'âge en 2020

  • Lecture : en 2020, les décès observés des hommes de 80 ans sont supérieurs de 12,3 % à ceux attendus si les quotients de mortalité avaient baissé au même rythme que sur la période 2010-2019.
  • Champ : France.
  • Source : Insee, statistiques de l’état civil (extraction au 5 août 2021) et estimations de population.

L’évolution des quotients de mortalité entre 2019 et 2020 suggérait une surmortalité chez les hommes commençant autour de 35 ans, contre 55 ans pour les femmes. En fait, au regard des décès attendus, la surmortalité commence un peu plus tôt pour les femmes, avec une hausse très légère dès 45‑54 ans (+ 1 %), puis progressive jusqu’à 65 ans (+ 4 %). Pour les hommes, la surmortalité commence bien dès 35 ans et reste comprise entre 4 % et 5 % jusqu’à 65 ans.

À partir de 65 ans, la surmortalité s’accroît nettement et atteint un maximum à 80 ans pour les hommes (+ 12 % par rapport à l’attendu) et à 82 ans pour les femmes (+ 10 %). Après ces âges, l’écart entre les décès observés et attendus diminue et atteint + 7 % pour les hommes et + 4 % pour les femmes à 100 ans. Cela signifie qu’une part plus importante des centenaires que des octogénaires décédés de la Covid‑19 en 2020 seraient quand même décédés d’une autre cause en l’absence d’épidémie.

Encadré 1 - En Île-de-France, le risque de décès en 2020 est nettement plus élevé qu’ailleurs pour les personnes nées en Afrique

En Île-de-France, région fortement touchée par l’épidémie, la probabilité de décéder lors de la première vague, en mars-avril 2020, est, à autres caractéristiques identiques (âge, sexe et densité de population de la commune de résidence), 2,4 fois plus importante pour les personnes nées en Afrique hors Maghreb que pour celles nées en France (contre 1,7 fois en moyenne sur l’ensemble des régions) (figure). Elle est 1,6 fois plus importante sur l’ensemble de l’année 2020 (contre 1,3 en moyenne). Pour les personnes nées au Maghreb, le risque était 1,3 fois plus important lors de la première vague (contre 1,2 en moyenne sur l’ensemble des régions).

Figure A - Influence du pays de naissance et de la densité de population sur la mortalité en 2019 et 2020 dans le Grand Est

Figure A - Influence du pays de naissance et de la densité de population sur la mortalité en 2019 et 2020 dans le Grand Est - Lecture : lors du pic de la première vague (mars-avril 2020), à autres caractéristiques identiques, une personne née au Maghreb résidant dans le Grand Est a 1,1 fois plus de risques de décéder dans l’année qu’une personne de la même région née en France.
2019 2020 1re vague
Âge atteint dans l’année
Moins de 35 ans 0,054 0,055 0,049
35 à 54 ans 0,297 0,291 0,289
55 à 64 ans (Réf.) 1,000 1,000 1,000
65 à 74 ans 2,288 2,431 2,799
75 à 84 ans 5,859 6,547 8,213
85 ans ou plus 27,390 31,347 37,520
Sexe
Femmes (Réf.) 1,000 1,000 1,000
Hommes 1,636 1,663 1,684
Pays de naissance
France (Réf.) 1,000 1,000 1,000
Espagne, Italie, Portugal 0,951 0,953
Autres pays d'Europe 0,945
Maghreb 0,896 1,130
Autres pays d’Afrique 0,858
Autres pays 1,101 1,361
Densité de la commune
Densément peuplées 0,976
Intermédiaires (Réf.) 1,000 1,000 1,000
Peu denses 0,949
Très peu denses 0,899 0,841 0,674
  • Notes : seules les modalités pour lesquelles les coefficients sont significatifs au seuil de 5 % sont représentées. Les variables contrôlées sont l'âge, le sexe, le pays de naissance, la densité de population de la commune de résidence.
  • Lecture : lors du pic de la première vague (mars-avril 2020), à autres caractéristiques identiques, une personne née au Maghreb résidant dans le Grand Est a 1,1 fois plus de risques de décéder dans l’année qu’une personne de la même région née en France.
  • Champ : France.
  • Source : Insee, statistiques de l’état civil et estimations de population.

Figure A - Influence du pays de naissance et de la densité de population sur la mortalité en 2019 et 2020 dans le Grand Est

  • Notes : seules les modalités pour lesquelles les coefficients sont significatifs au seuil de 5 % sont représentées. Les variables contrôlées sont l'âge, le sexe, le pays de naissance, la densité de population de la commune de résidence.
  • Lecture : lors du pic de la première vague (mars-avril 2020), à autres caractéristiques identiques, une personne née au Maghreb résidant dans le Grand Est a 1,1 fois plus de risques de décéder dans l’année qu’une personne de la même région née en France.
  • Champ : France.
  • Source : Insee, statistiques de l’état civil et estimations de population.

Encadré 2 - Pourquoi les décès attribués à la Covid-19 sont-ils plus nombreux que l’écart entre les décès observés et attendus ?

L’écart entre le nombre de décès observés et le nombre de décès attendus toutes causes confondues est évalué à 73 600 de mars 2020 à juin 2021. Or, le nombre de décès attribués à la Covid-19 sur cette période est estimé entre 116 900 et 129 700. En effet, Santé publique France comptabilise 111 100 décès attribués à la Covid-19 survenus à l’hôpital ou en établissement pour personnes âgées. L’Ined estime à 5 % les décès liées à la Covid-19 survenus à domicile [Pison et Meslé, 2021]. En ajoutant cette estimation aux décès comptabilisés par Santé publique France, le nombre de décès par Covid-19 peut être évalué à 116 900. Quant au Centre d’épidémiologie sur les causes médicales de décès (CépiDc) de l’Inserm, il estime à 129 700 le nombre de certificats de décès portant la mention d’une infection au virus SARS-CoV-2, responsable de la Covid-19, tous lieux confondus. L’impact de la crise sanitaire sur les décès toutes causes confondues est inférieur au nombre de décès attribués à la Covid-19, car les décès attribués à la Covid-19 incluent ceux de personnes fragiles qui auraient été la conséquence d’une autre cause en l’absence d’épidémie (diabète, maladie cardiovasculaire, etc.) [Pison et Meslé, 2021]. Ces décès ne sont pas comptés dans l’impact de la crise sanitaire, qui mesure l’écart entre le nombre de décès attendus et observés, car ils sont comptabilisés dans les observés, mais aussi dans les attendus. Par ailleurs, l’impact de la crise sanitaire est réduit grâce à certains décès évités : baisse des accidents de la route (modérée toutefois, car c’est une cause relativement peu fréquente de décès), de certaines maladies contagieuses grâce aux gestes de protection et à la réduction des contacts, etc. L’écart entre l’impact de la crise sanitaire et les décès par Covid-19 a été nettement plus élevé de décembre 2020 à mars 2021 que pendant la période précédente ou suivante (figure). En effet, la quasi-absence de grippe a réduit le nombre de décès observés. Par ailleurs, ces mois sont habituellement les plus meurtriers de l’année, en raison notamment de la grippe et des autres maladies saisonnières, ce qui accroît le nombre de décès attendus.

Impact de l’épidémie de Covid-19 sur le nombre de décès et nombre de décès estimés en lien avec la Covid-19

Impact de l’épidémie de Covid-19 sur le nombre de décès et nombre de décès estimés en lien avec la Covid-19 - Lecture : en avril 2020, 21 400 personnes sont décédées de la Covid-19 selon l'Inserm CépiDc, 21 900 sont décédées à l’hôpital ou en établissement pour personnes âgées selon Santé publique France, tandis qu’un écart de 16 600 décès est constaté entre les décès observés et ceux attendus si les quotients de mortalité avaient baissé au même rythme que sur la période 2010-2019.
2020 2021 total mars 2020-juin 2021
Janvier 2020 Février Mars Avril Mai Juin Juillet Août Septembre Octobre Novembre Décembre Janvier 2021 Février Mars Avril Mai Juin
Nombre de décès Covid-19 (Inserm CépiDc) 8 040 21 436 4 911 1 121 528 622 1 703 6 716 18 794 13 490 13 644 12 018 9 591 10 083 5 404 1 573 129 674
Nombre de décès Covid-19 (Santé publique France) 3 523 20 853 4 426 1 041 422 370 1 321 4 832 15 943 11 901 11 425 10 371 9 212 8 874 5 014 1 554 111 082
Écart entre décès observés et attendus -3 595 -5 277 6 573 16 616 -466 -388 -1 224 1 795 2 543 6 837 15 447 8 135 5 448 2 181 1 824 6 810 2 673 -1 229 73 575
  • Lecture : en avril 2020, 21 400 personnes sont décédées de la Covid-19 selon l'Inserm CépiDc, 21 900 sont décédées à l’hôpital ou en établissement pour personnes âgées selon Santé publique France, tandis qu’un écart de 16 600 décès est constaté entre les décès observés et ceux attendus si les quotients de mortalité avaient baissé au même rythme que sur la période 2010-2019.
  • Champ : France ; décès Covid pour l’Inserm CépiDc, décès Covid à l’hôpital ou en établissement pour personnes âgées pour Santé publique France.
  • Sources : Santé publique France ; Inserm-CépiDc, causes médicales de décès; Insee, statistiques de l’état civil (extraction au 5 août 2021) et estimations de population.

Impact de l’épidémie de Covid-19 sur le nombre de décès et nombre de décès estimés en lien avec la Covid-19

  • Lecture : en avril 2020, 21 400 personnes sont décédées de la Covid-19 selon l'Inserm CépiDc, 21 900 sont décédées à l’hôpital ou en établissement pour personnes âgées selon Santé publique France, tandis qu’un écart de 16 600 décès est constaté entre les décès observés et ceux attendus si les quotients de mortalité avaient baissé au même rythme que sur la période 2010-2019.
  • Champ : France ; décès Covid pour l’Inserm CépiDc, décès Covid à l’hôpital ou en établissement pour personnes âgées pour Santé publique France.
  • Sources : Santé publique France ; Inserm-CépiDc, causes médicales de décès; Insee, statistiques de l’état civil (extraction au 5 août 2021) et estimations de population.

Sources

Le recensement de la population sert de base aux estimations annuelles de population. À partir de 2019, les estimations de population sont provisoires. Elles sont réalisées en actualisant la population du recensement de 2018 grâce à des estimations du solde naturel, du solde migratoire et d’un ajustement introduit pour tenir compte de la rénovation du questionnaire en 2018 et rendre comparables les niveaux de population annuels successifs.

Les statistiques d’état civil sur les naissances et les décès sont issues des informations transmises par les mairies à l’Insee. Cet article s’appuie sur les informations réceptionnées à l’été 2021. En raison des délais de transmission, les données sont provisoires. La nomenclature des pays de naissance n’inclut pas la Russie, l’Ukraine, la Biélorussie, l’Arménie, l’Azerbaïdjan, la Moldavie et la Géorgie dans l’agrégat « Autres pays d’Europe ».

Calculer la contribution de chaque âge au gain d’espérance de vie

Les contributions de chaque âge à l’évolution de l’espérance de vie permettent de comprendre à quels âges les gains (ou les pertes) sont les plus importants. Pour calculer cette contribution entre deux années, les tables de mortalité de ces deux années sont nécessaires, avec les espérances de vie à chaque âge et les quotients de mortalité. L’objectif est de comparer à chaque âge le nombre d’années de vie (années × individus) gagnées (ou perdues) entre ces deux dates. La comparaison est délicate, car l’évolution d’un quotient de mortalité à un âge donné entraîne non seulement une modification du nombre de décès à cet âge, mais également une modification du nombre de survivants à l’âge suivant. Le nombre de décès à chacun des âges ultérieurs en est alors affecté. Pressat (1985) propose un indicateur pour estimer la contribution d’un âge a donné à l’évolution de l’espérance de vie entre deux années 1 et 2, noté C (a, a + 1), en se basant sur la moyenne des survivants sur la période et les différences d’espérance de vie : C (a, a + 1) = 0,5 × ([S1(a) + S2(a)] × [E2(a) – E1(a)] – [S1(a + 1) + S2(a + 1)] × [E2(a + 1) – E1(a + 1)]) où Sx(a) représente le nombre de survivants à l’âge a dans la table de mortalité de l’année x, Ex(a) représente l’espérance de vie à l’âge a dans la table de mortalité de l’année x. Ces contributions sont additives : leur somme par âge est égale à l’évolution totale de l’espérance de vie entre les années 1 et 2.

Estimer le nombre de décès attendus en 2020 et 2021

Pour estimer le nombre de décès attendus en l’absence d’épidémie, des hypothèses doivent être faites sur les évolutions des quotients de mortalité. Les démographes supposent généralement que les quotients de mortalité continuent à évoluer au même rythme que sur une période passée donnée, par exemple la dernière décennie. Le nombre de décès attendus dépend alors de la période choisie et de sa durée. En effet, la baisse de la mortalité a été plus rapide de 2000 à 2019, période où l’espérance de vie a progressé de 2,3 mois par an en moyenne, que de 2014 à 2019, période où l’espérance de vie a progressé seulement de 0,8 mois par an en moyenne. Ainsi, au rythme moyen 2000-2019, la baisse des quotients de mortalité (combinée à l’augmentation du nombre de personnes âgées) aurait conduit à une hausse modérée de 5 800 décès en 2020. Au rythme moyen de 2014-2019, la hausse aurait été de 10 500. Le choix est fait ici de retenir une tendance intermédiaire, celle de la décennie 2010-2019, qui inclut le ralentissement de la hausse de l’espérance de vie depuis 2014, mais aussi les gains antérieurs un peu plus importants. Les décès attendus sont calculés en appliquant à la population observée en 2020 les quotients de mortalité ainsi attendus en 2020. La répartition mensuelle des décès attendus est celle constatée en moyenne par sexe et âge sur la période 2010-2019. En 2021, les décès attendus sont calculés de la même manière en appliquant à la population observée en 2021 les quotients de mortalité estimés en supposant qu’ils ont baissé entre 2019 et 2021 au même rythme que sur la période 2010-2019. L’effet de l’augmentation et du vieillissement de la population s’est réduit en 2021 en raison de la plus faible hausse de la population âgée entre 2020 et 2021. Cette méthode a été détaillée et confrontée à d’autres mesures par Blanpain (2021).

Définitions

Le quotient de mortalité à un âge mesure la probabilité, pour les personnes survivantes à cet âge, de décéder avant l’âge suivant.

L’espérance de vie à la naissance représente la durée de vie moyenne d’une génération fictive soumise aux conditions de mortalité par âge de l’année considérée.

Blanpain N., « Combien y aurait il eu de décès en France sans l’épidémie de Covid-19 ? », Le blog de l’Insee, juillet 2021.

Blanpain N., « La mortalité stagne à l’âge adulte pour les générations nées entre 1941 et 1955 », Insee Première n° 1824, novembre 2020.

Costemalle V., Gaini M., Hazo J. B., Naouri D., « En quatre vagues, l’épidémie de Covid-19 a causé 116 000 décès et lourdement affecté le système de soins », in France, Portrait social, coll. « Insee Références », édition 2021.

Insee, « Nombre de décès quotidiens », Chiffres détaillés, septembre 2021.

Inserm CépiDc, « Visualisation des données du centre d’épidémiologie sur les causes médicales de décès de l’Inserm sur la Covid-19 », en ligne, consulté le 7 septembre 2021.

Jauneau Y., Vidalenc J., « En 2020, après un fort recul lors du premier confinement, le nombre d'heures travaillées s'est plus ou moins redressé selon les professions », in France, portrait social, coll. « Insee Références », édition 2021.

Le Minez S., Roux V., « 2020 : une hausse des décès inédite depuis 70 ans », Insee Première n° 1847, mars 2021.

Mangeney C., Bouscaren N., Telle Lamberton M., Saunal A., Féron V., « La surmortalité durant l’épidémie de Covid-19 dans les départements franciliens : premiers éléments d’analyse », Focus santé en Île-de-France, Observatoire régional de santé, avril 2020.

Observatoire national interministériel de la sécurité routière (ONISR), « Bilan 2020 de la sécurité routière », en ligne, consulté le 7 Septembre 2021.

Papon S., Beaumel C., « Bilan démographique 2020 - Avec la pandémie de Covid-19, nette baisse de l'espérance de vie et chute du nombre de mariages », Insee Première n° 1846, mars 2021.

Papon S., Robert Bobée I., « Décès en 2020 : hausse plus forte pour les personnes nées à l’étranger que pour celles nées en France, surtout en mars-avril », Insee Focus n° 231, avril 2021.

Papon S., Robert Bobée I., « Une hausse des décès deux fois plus forte pour les personnes nées à l’étranger que pour celles nées en France en mars-avril 2020 », Insee Focus n° 198, juillet 2020.

Pison G., Meslé F., « France 2020 : 68 000 décès supplémentaires imputables à l’épidémie de Covid-19 », Population et Sociétés n° 587, Ined, mars 2021.

Pressat R., « Contribution des écarts de mortalité par âge à la différence des vies moyennes », Population n° 40-4-5, pp. 766-770, année 1985.

Santé publique France, « Données relatives aux personnes vaccinées contre la Covid-19 », en ligne sur data.gouv.fr, consulté le 7 septembre 2021.

Warszawski J., Bajos N., Meyer L., de Lamballerie X., Seng R., Beaumont A. L., Slama S., Hisbergues M., Rahib D., Lydié N., Legendre B., Barlet M., Rey S., Raynaud P., Leduc A., Costemalle V., Beck F., Legleye S., Castell L., Givord P., Favre-Martinoz C., Paliod N., Silhol J., Sillard P., « En mai 2020, 4,5 % de la population en France métropolitaine a développé des anticorps contre le SARS-CoV-2 », Études et Résultats n° 1167, Drees, octobre 2020.

Selon les données du CépiDc de 2016, parmi les décès de personnes de moins de 45 ans, 8 % sont dus à des accidents de transport, contre moins de 1 % de l’ensemble des décès. Les suicides représentent 12 % des décès de personnes de moins de 45 ans, contre moins de 2 % en population générale. Enfin, les décès dus à l’abus d’alcool ou à la toxicomanie représentent 2 % des décès avant 45 ans, contre moins de 1 % de l’ensemble des décès. Toutefois, moins de 4 % des décès concernent des personnes de moins de 45 ans.

Six régions métropolitaines ont des quotients de mortalité supérieurs à ceux de la Bretagne et six en ont des inférieurs.

Si les tendances s’étaient prolongées, les quotients de mortalité auraient baissé à 80 ans et seraient restés stables à 100 ans en 2020. L’écart entre les décès observés et attendus en 2020 est donc accentué à 80 ans par rapport à l’écart entre les quotients en 2020 et en 2019 présenté au début de cette étude.