# L'espérance de vie par niveau de vie jusqu'en 2020-2024
- Méthode, Document de travail n°2025-24

Nathalie Blanpain

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Nathalie Blanpain. L'espérance de vie par niveau de vie jusqu'en 2020-2024 - Méthode, Document de travail n°2025-24. 2025. hal-05418600

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Preprint submitted on 16 Dec 2025

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# L'espérance de vie par niveau de vie jusqu'en 2020-2024 - Méthode

## Documents de travail

### N° 2025-24 - Édition 2025

<figure><img src="image_2.png" /></figure>
Institut national de la statistique et des études économiques

N°2025-24

# L'espérance de vie par niveau de vie jusqu'en 2020-2024 - Méthode

Nathalie BLANPAIN*

Décembre 2025

Direction des Statistiques Démographiques et Sociales - Timbre F001
88, avenue Verdier - CS 70058 - 92541 MONTROUGE CEDEX - France
Tél. : 33 (1) 87 69 62 82 - E-mail : dg75-f001@insee.fr - Site Web Insee : http://www.insee.fr

Ces documents de travail ne reflètent pas la position de l'Insee et n'engagent que leurs auteurs.
Working papers do not reflect the position of Insee but only their author's views.

<footnote>* Insee, division Enquêtes et études démographiques</footnote>
Résumé

En France, les écarts d'espérance de vie selon la catégorie sociale et le diplôme sont analysés de longue date, et plus récemment, l'analyse a été aussi menée par niveau de vie pour la période 2012-2016 (cf. Insee Première n° 1687 et Document de travail n° F1801). Dans cette nouvelle étude, il s'agit de mettre à jour les données avec la période récente 2020-2024, afin de pouvoir analyser l'évolution de l'espérance de vie par niveau de vie entre les deux périodes. Une synthèse est publiée dans l'Insee Première n° 2085 et les tables de mortalité sont disponibles dans un Insee Résultats (publié en décembre 2025).

Plus on est aisé, plus l'espérance de vie est élevée. Sur la période 2020-2024, l'écart d'espérance de vie à la naissance entre les 5 % les plus modestes et les 5 % les plus aisés est de 9 ans chez les femmes et de 13 ans chez les hommes. Les femmes parmi les 5 % les plus aisées vivent en moyenne 17 ans de plus que les hommes parmi les 5 % les plus modestes.

À 50 ans, le risque de décès dans l'année des hommes est 7 fois plus grand chez les plus modestes que chez les plus aisés. Chez les femmes, ce rapport de risque est de 6 à 55 ans, âge où il atteint son maximum.

L'espérance de vie augmente de moins en moins rapidement avec le niveau de vie : aux alentours de 1 200 euros par mois, 100 euros de niveau de vie supplémentaires sont associés à 0,8 an en plus d'espérance de vie chez les femmes et 1,0 an chez les hommes ; le gain n'est plus que de 0,1 an et 0,2 an autour de 3 000 euros par mois.

Entre les périodes 2012-2016 et 2020-2024, l'écart d'espérance de vie entre les personnes modestes et aisées s'est accru. L'espérance de vie des 25 % les plus modestes a diminué, sauf pour les 5 % aux plus faibles niveaux de vie ; dans le même temps, celle des personnes plus aisées a progressé.

Mots-clés : espérance de vie, quotient de mortalité, niveau de vie, lissage par la méthode des splines, France

Summary

In France, life expectancy disparities based on social class and education level have been analyzed for a long time, and more recently, the analysis has also been conducted by standard of living for the period 2012-2016 (see INSEE Première No. 1687 and Working Paper No. F1801). This new study aims to update the data with the recent period of 2020-2024, in order to analyze the evolution of life expectancy by standard of living between the two periods. A summary is published in INSEE Première (No. 2085) and mortality tables are available in INSEE Résultats (published in December 2025).
The higher the income, the higher the life expectancy. Over the period 2020–2024, the gap in life expectancy at birth between the poorest 5% and the wealthiest 5% is 9 years for women and 13 years for men. Women in the wealthiest 5% live, on average, 17 years longer than men in the poorest 5%.

At age 50, the risk of dying within the year is 7 times greater among the poorest than among the wealthiest. For women, this risk ratio peaks at 6 at age 55.

Life expectancy increases less and less rapidly with the standard of living: at around €1,200 per month, an additional €100 in standard of living is associated with an extra 0.8 years of life expectancy for women and 1.0 years for men; the gain is only 0.1 years and 0.2 years at around €3,000 per month.

Between the periods 2012–2016 and 2020–2024, the gap in life expectancy between low-income and high-income individuals widened. Life expectancy for the poorest 25% has declined, except for the 5% with the lowest standard of living; at the same time, life expectancy for higher-income individuals has increased.

Keywords : life expectancy, mortality rate, standard of living, smoothing by the method of splines, France
Table des matières

<table><tr><td><strong>PARTIE 1 : LE NIVEAU DE VIE DANS L'ECHANTILLON DEMOGRAPHIQUE PERMANENT</strong></td><td><strong>6</strong></td></tr><tr><td>A. L'échantillon démographique permanent</td><td>6</td></tr><tr><td>B. Construction du niveau de vie à partir des sources sociofiscales</td><td>6</td></tr><tr><td>C. Imputation des revenus et impôts manquants</td><td>9</td></tr></table>

<table><tr><td><strong>PARTIE 2 : CALCUL DE L'ESPÉRANCE DE VIE A PARTIR DES DONNEES BRUTES</strong></td><td><strong>10</strong></td></tr><tr><td>A. Les quotients de mortalité</td><td>10</td></tr><tr><td>B. Espérances de vie par vingtième de niveau de vie</td><td>11</td></tr><tr><td>C. Méthodes alternatives de classement des niveaux de vie</td><td>12</td></tr><tr><td>D. Résultats</td><td>13</td></tr></table>

<table><tr><td><strong>PARTIE 3 : CALCUL DE L'ESPÉRANCE DE VIE A PARTIR DES DONNEES LISSEES</strong></td><td><strong>14</strong></td></tr><tr><td>A. Lissage des quotients et des espérances de vie par spline</td><td>14</td></tr><tr><td>B. Comparaison entre l'espérance de vie estimée avec l'EDP et l'espérance de vie de l'état civil</td><td>21</td></tr><tr><td>C. Résultats</td><td>24</td></tr></table>
# PARTIE 1 : LE NIVEAU DE VIE DANS L'ECHANTILLON DEMOGRAPHIQUE PERMANENT

Cette partie présente les différentes sources de l'échantillon démographique permanent (EDP) et la construction des variables de façon à avoir un échantillon d'individus pour lesquels le niveau de vie est connu, et qui soit représentatif de l'ensemble de la population résidant en France hors Mayotte.

## A. L'ECHANTILLON DEMOGRAPHIQUE PERMANENT

L'échantillon démographique permanent (EDP) est un panel d'individus. Il suit :

* 1 % de la population résidant en France métropolitaine (personnes nées 4 jours particuliers d'une année) jusqu'au recensement de 1999,

* 1 % de la population recensée résidant en France hors Mayotte (personnes nées 4 jours particuliers d'une année), soit 0,14 % de la population entre 2004 et 2007,

* 4 % de la population recensée résidant en France hors Mayotte (personnes nées 16 jours particuliers d'une année), soit 0,56 % de la population depuis 2008.

* 4 % de la population ayant rempli une déclaration fiscale résidant en France hors Mayotte (personnes nées 16 jours particuliers d'une année) depuis 2011

Il cumule au fil du temps, pour chaque personne de l'échantillon, les informations recueillies à partir de cinq sources : les bulletins statistiques d'état civil (naissances, mariages, décès) à partir de 1967 ; des informations des cinq recensements de population de 1968 à 1999 et des enquêtes annuelles de recensement depuis 2004 ; des informations issues du fichier électoral depuis 1990 ; des informations issues des panels d'actifs depuis 1967 ; des données sociofiscales issues de Fideli (FIchier DÉmographique des Logements et des Individus) et Filosofi (FIchier LOcalisé SOcial et FIscal) depuis 2011.

Grâce aux données de l'état civil, les dates de naissance et de décès sont connues, ce qui permet de calculer des quotients de mortalité. Le niveau de vie est, quant à lui, issu des sources sociofiscales.

## B. CONSTRUCTION DU NIVEAU DE VIE A PARTIR DES SOURCES SOCIOFISCALES

Le niveau de vie s'apprécie au niveau des ménages, c'est-à-dire pour l'ensemble des personnes habitant dans le même logement. Par construction, chaque personne du logement a le même niveau de vie : celui de son ménage.

Le niveau de vie est égal au revenu disponible du ménage divisé par le nombre d'unités de consommation (uc). Les unités de consommation sont calculées selon l'échelle d'équivalence dite
de l'OCDE modifiée qui attribue 1 uc au premier adulte du ménage, 0,5 uc aux autres personnes de 14 ans ou plus et 0,3 uc aux enfants de moins de 14 ans.

Le revenu disponible d'un ménage comprend les revenus d'activité (nets des cotisations sociales), les revenus du patrimoine, les transferts en provenance d'autres ménages et les prestations sociales (y compris les pensions de retraite et les indemnités de chômage), nets des impôts directs.

Pour reconstituer le niveau de vie de l'ensemble des résidents en France hors Mayotte, champ de l'EDP, deux bases sociofiscales présentes dans l'EDP sont mobilisées, qui présentent chacune des avantages et des inconvénients : Fideli et Filosofi.

**Fideli** : contient les individus EDP connus au titre de l'impôt sur le revenu OU au titre de la taxe d'habitation<fnref n="1" />.

**Avantage** : les personnes vivant en collectivité sont incluses.

**Inconvénient** : il ne contient pas les prestations sociales, les revenus du patrimoine, les impôts.

**Filosofi** : contient les individus EDP connus au titre de l'impôt sur le revenu ET au titre de la taxe d'habitation.

**Avantage** : contient l'ensemble des informations permettant de calculer le niveau de vie du ménage. Il contient notamment les prestations sociales, les revenus du patrimoine, les impôts.

**Inconvénient** : les personnes vivant en collectivité sont exclues.

<table><thead><tr><th></th><th>Ménages ordinaires</th><th>Collectivités</th><th>Pas de revenus déclarés ou problème d'identification</th></tr></thead><tbody><tr><td>Prestations sociales, impôt, revenus du patrimoine (nets)</td><td>FILOSOFI</td><td>manquant</td><td>manquant</td></tr><tr><td>Revenus d'activité (nets de cotisations sociales), chômage, retraites</td><td>FILOSOFI</td><td>FIDELI</td><td>manquant</td></tr></tbody></table>

L'objectif est d'être représentatif des personnes résidant en France hors Mayotte. Le Flchier DÉmographique des Logements et des Individus (Fideli) permet d'être représentatif de ce champ. Les individus dont l'adresse fiscale de taxation se trouve à l'étranger sont exclus de l'étude. L'idée est ainsi d'avoir les revenus issus de Filosofi, sur le champ de Fideli.

<footnote n="1">¹ Il s'agit de la déclaration fiscale de 2019, portant sur les revenus de l'année 2018. La taxe d'habitation sur la résidence principale a été supprimée à partir du 1er janvier 2023.</footnote>
## Proportion d'individus pour lesquels on dispose d'un revenu ménage ou individuel, selon leur âge

<figure><img src="image_3.png" /><figcaption>Champ : individus EDP du champ Fideli, revenu de l'année fiscale 2019</figcaption></figure>

Pour l'année fiscale 2019, le revenu du ménage issu de Filosofi est disponible pour **94,5% des individus du champ Fideli**.

Le champ de Filosofi ne recouvre pas entièrement celui de Fideli (cf. supra). En effet, le champ Fideli contient les individus EDP connus soit au titre de l'impôt sur le revenu, soit au titre de la taxe d'habitation. Le champ Filosofi comprend les ménages fiscaux ayant au moins rempli une déclaration de revenu et imposables au titre de la taxe d'habitation. Les personnes vivant dans des structures collectives (maisons de retraite, cités universitaires, ...) ou sans domicile fixe ne sont donc pas incluses dans le champ. C'est ce qui explique que l'information disponible issue de Filosofi varie avec l'âge. Ainsi, les jeunes adultes de 18-30 ans et les personnes âgées de 80 ans ou plus sont plus souvent exclus de Filosofi.

Afin de compléter le niveau de vie pour couvrir l'ensemble du champ, les informations sur les revenus individuels issus de Fideli sont mobilisées, en leur imputant des prestations sociales, des impôts et des revenus du patrimoine.

Pour l'année fiscale 2019, le revenu du ménage issu de Filosofi ou les revenus individuels issus de Fideli sont disponibles pour **99,4% des individus du champ Fideli**. Les 18-25 ans et les 95 ans ou plus sont un peu plus souvent exclus. Toutefois, le taux de couverture est supérieur à 98 % pour les 18-25 ans et supérieur à 95 % entre 95 ans et 99 ans. Les quotients de mortalité des 18-25 ans jouent relativement peu sur le niveau de l'espérance de vie, étant donné la faible mortalité à ces âges. On fait l'hypothèse que les 99,4 % des individus EDP du champ Fideli dont on connaît les revenus sont représentatifs de l'ensemble des individus EDP du champ Fideli.
Le fichier Filosofi contient l'ensemble des informations permettant de calculer le niveau de vie du ménage : les revenus d'activité, les revenus du patrimoine, les prestations sociales (y compris les pensions de retraite et les indemnités de chômage), les impôts (impôt sur le revenu, cotisations sociales, taxe d'habitation, ...), le nombre d'unités de consommation.

Le fichier Fideli ne contient que les revenus d'activité, les indemnités de chômage, les pensions de retraites et les pensions alimentaires.

Ainsi, lorsque les informations sur les revenus proviennent uniquement des revenus individuels de Fideli (c'est-à-dire pour 5 % des individus EDP), il convient d'imputer les revenus et impôts manquants afin de reconstituer le revenu disponible. Il s'agit d'imputer les revenus du patrimoine, une partie des prestations sociales (hors pensions de retraites et indemnités de chômage) et les impôts. Il convient également de calculer le nombre d'unités de consommation. Une UC est attribuée au premier adulte du ménage, 0,5 UC aux autres personnes de 14 ans ou plus et 0,3 UC aux enfants de moins de 14 ans.

L'imputation des revenus et impôts manquants s'effectue par hotdeck parmi les donneurs :

- de même tranche d'âge (5 modalités, 0-16 ans, 17-40 ans, 41-49 ans, 50-59 ans, 60 ans ou plus)

- de même nombre de parts fiscales (6 modalités). Les parts fiscales ont été estimées à partir de la situation conjugale et du code de situation des personnes à charge (par exemple : enfant à charge titulaire de la carte d'invalidité, ...)

- de même tranche de revenus présents dans Fideli (somme des revenus d'activité, des indemnités de chômage, des pensions de retraite et alimentaires) (13 modalités)

La taxe d'habitation et les prestations sociales sont imputées en niveau tandis que les revenus du patrimoine et les impôts sont imputés en proportion des revenus présents dans Fideli. Toutefois, si les revenus présents dans Fideli sont proches de 0, l'imputation des revenus et des impôts est réalisée en niveau.
# PARTIE 2 : CALCUL DE L'ESPÉRANCE DE VIE A PARTIR DES DONNEES BRUTES

## A. LES QUOTIENTS DE MORTALITE

Pour calculer les quotients de mortalité par sexe, âge et niveau de vie, on **retient les individus présents dans la déclaration fiscale de 2019**, et nés en France, pour lesquels le repérage des décès est de « bonne qualité »<fnref n="2" />.

Pour avoir des effectifs de décès suffisants, les calculs sont réalisés sur les décès observés sur une période cumulée de 5 années suivant la déclaration fiscale, c'est à dire entre 2020 et 2024. Par exemple, le quotient de mortalité à 56 ans est le rapport du nombre total des décès intervenus à 56 ans parmi toutes les personnes ayant rempli une déclaration fiscale en 2019 et ayant eu 56 ans au cours de l'une des 5 années de 2020 à 2024, sur l'effectif correspondant de personnes vivantes au 1er janvier et susceptibles de mourir à 56 ans entre 2020 et 2024 :

$$ Q_{2020-2024}^{56} = \frac{\text{Décès}_{2020}^{56} + \text{Décès}_{2021}^{56} + \dots + \text{Décès}_{2024}^{56}}{\text{Pop}_{01/01/2020}^{56} + \text{Pop}_{01/01/2021}^{56} + \dots + \text{Pop}_{01/01/2024}^{56}} $$

Une personne ayant déclaré ses impôts en 2019 et encore en vie au 1er janvier 2024 intervient ainsi dans le calcul de 5 quotients. Si elle a 50 ans en 2019 (c'est-à-dire qu'elle est née en 1969), elle intervient dans le quotient de mortalité à 51 ans, mais aussi dans les quotients de mortalité de 52 ans à 55 ans.

<table><thead><tr><th></th><th>déclaration fiscale 2019</th><th>2020</th><th>2021</th><th>2022</th><th>2023</th><th>2024</th></tr></thead><tbody><tr><th rowspan="6">âge</th><td>50</td><td>51</td><td>52</td><td>53</td><td>54</td><td>55</td></tr><tr><td>51</td><td>52</td><td>53</td><td>54</td><td>55</td><td>56</td></tr><tr><td>52</td><td>53</td><td>54</td><td>55</td><td>56</td><td>57</td></tr><tr><td>53</td><td>54</td><td>55</td><td>56</td><td>57</td><td>58</td></tr><tr><td>54</td><td>55</td><td>56</td><td>57</td><td>58</td><td>59</td></tr><tr><td>55</td><td>56</td><td>57</td><td>58</td><td>59</td><td>60</td></tr><tr><td></td><td>56</td><td>57</td><td>58</td><td>59</td><td>60</td><td>61</td></tr></tbody></table>

Les décès de 2019 ne sont pas pris en compte, car ils sont sous évalués : les déclarations fiscales correspondant à des personnes décédées entre janvier et avril 2019 sont relativement moins présentes dans l'EDP. En cas de décès dans la première partie de l'année, ce sont les héritiers qui renseignent la déclaration fiscale en mai ou en juin. Toutefois certains omettent de le faire.

<footnote n="2">² Les décès de personnes nées à l'étranger sont sous-estimés dans l'EDP. En effet, les personnes nées à l'étranger et résidant en France ont une probabilité plus forte de migrer à l'étranger. Or l'information sur les décès à l'étranger n'est pas toujours connue dans l'EDP, en particulier pour les personnes de nationalité étrangère.</footnote>
Nombre de décès par mois pour les personnes figurant dans la déclaration fiscale de 2019 et décédées entre 2019 et 2024

<figure><img src="image_4.png" /></figure>

Lecture : Parmi les personnes figurant dans la déclaration fiscale de 2019, 2 089 sont décédées en janvier 2019.

Le niveau de vie est issu de la déclaration fiscale de 2019 et correspond donc aux revenus perçus en 2018. L'écart entre l'année de l'observation du niveau de vie (2018) et celle de l'observation des décès (entre 2020 et 2024) permet d'éviter en partie les changements de niveau de vie liés à la maladie qui peuvent survenir juste avant un décès. Une maladie accroît à la fois le risque de mourir et le risque de chute du niveau de vie suite à une perte d'emploi aux âges actifs.

B. ESPERANCES DE VIE PAR VINGTIEME DE NIVEAU DE VIE

Méthode 1 - classement à âge donné (méthode retenue)

Le niveau de vie dépend de l'âge des personnes. Pour calculer les quotients de mortalité par niveau de vie, l'ensemble des personnes (hommes et femmes confondus) d'un âge donné sont classées au préalable, de la plus pauvre à la plus aisée. Cette population d'un âge donné est ensuite découpée en vingtième de niveau de vie, c'est-à-dire en 20 groupes de niveau de vie ayant chacun le même effectif (5 % de la population d'un âge donné). Chaque personne est ainsi classée dans un vingtième. Raisonner par vingtième de niveau de vie à âge donné permet notamment de disposer à chaque âge d'effectifs suffisants pour chaque classe de niveau de vie pour estimer les quotients de décès.

Un individu est donc considéré comme aisé s'il fait partie des plus aisés parmi les personnes du même âge. Un homme est classé dans le 1er vingtième par exemple s'il fait partie des personnes les plus pauvres parmi l'ensemble des personnes (hommes et femmes) de même âge que lui.
Établir les vingtièmes pour l'ensemble des hommes et des femmes permet d'avoir des tranches identiques de niveau de vie pour les hommes et les femmes d'un même vingtième.

Les vingtièmes de niveaux de vie sont calculés sur l'ensemble des personnes résidant en France hors Mayotte afin d'être représentatif de ce champ.

## C. METHODES ALTERNATIVES DE CLASSEMENT DES NIVEAUX DE VIE

Les vingtièmes de niveaux de vie ont été constitués par âge, pour l'ensemble des femmes et des hommes (méthode 1). Deux alternatives ont été analysées, qui conduisent à des espérances de vie proches de celle calculées avec la méthode 1.

### Méthode 2 - classement tous âges

Dans cette méthode, on ne tient pas compte de l'âge pour classer les individus selon leur niveau de vie. Un individu est considéré comme aisé s'il fait partie des plus aisés de l'ensemble des individus.

L'ensemble des individus sont classés du moins aisé au plus aisé quel que soit leur âge.

**Avantages :**

Le niveau de vie d'un vingtième est défini indépendamment de l'âge de la personne. Sa définition est simple. Par exemple, les personnes du 10ème vingtième sont celles dont le niveau de vie est compris entre 1 505 et 1 590 euros par mois quel que soit leur âge.

**Inconvénients :**

On ne tient pas compte du fait que le niveau de vie varie avec l'âge, ce qui a des inconvénients, en tout premier lieu pour la robustesse des estimations : à des niveaux de vie bas, il y a par exemple beaucoup plus de personnes jeunes, et à des niveaux de vie élevés, il y a plus de personnes d'âge intermédiaire (45-64 ans). Certains âges comportent donc peu d'individus d'un niveau de vie donné et certains quotients de mortalité par âge pour un vingtième de niveau de vie donné sont donc estimés sur un faible nombre d'individus.

### Méthode 3 - classement à sexe et âge donnés

Dans cette méthode, on tient compte de l'âge, mais également du sexe classer les individus selon leur niveau de vie. Un individu est aisé s'il fait partie des plus aisés de même sexe et de même âge.

L'ensemble des femmes sont classées de la moins aisée à la plus aisée pour un âge donné. De même, l'ensemble des hommes sont classés du moins aisé au plus aisé, pour un âge donné.
Avantages :

On dispose d'effectifs suffisants à chaque âge pour estimer les quotients de mortalité par niveau de vie et sexe. Il n'y a pas d'âge avec peu d'individus.

Inconvénients :

Les tranches de niveau de vie qui définissent chaque vingtième sont différentes pour les hommes et les femmes, ce qui rend plus complexe la comparaison. Par exemple, les espérances de vie des femmes parmi les 5 % les plus aisées sont comparées à celles des hommes parmi les 5 % les plus aisés, mais ces deux populations appartiennent à des tranches de niveaux de vie différents (les hommes étant en moyenne plus aisés que les femmes).

Les espérances de vie selon les trois méthodes sont proches (cf. pages 19-20 du [document de travail n°1801](https://www.istoire.gouv.fr/en/research-and-education/teaching-and-research/teaching-and-research-2018-01)).

Avec les méthodes 1 et 3, le calcul de l'espérance de vie selon le niveau de vie est plus robuste qu'avec la méthode 2 pour un même vingtième.

Avec la méthode 3, les niveaux de vie moyens d'un même vingtième sont par construction différents pour les hommes et pour les femmes.

On retient la méthode 1. Cette méthode présente l'avantage d'avoir les mêmes niveaux de vie pour les hommes et les femmes de chaque vingtième.

D. RESULTATS

Espérance de vie à la naissance par vingtième de niveau de vie (données brutes avant lissage)

<figure><img src="image_5.png" /></figure>
# PARTIE 3 : CALCUL DE L'ESPÉRANCE DE VIE A PARTIR DES DONNEES LISSEES

## A. LISSAGE DES QUOTIENTS ET DES ESPERANCES DE VIE PAR SPLINE

La courbe de l'espérance de vie par niveau de vie avec les données brutes est assez satisfaisante : elle est peu chahutée. En revanche, les quotients de mortalité bruts par niveau de vie selon l'âge sont volatiles. Ils reposent sur un assez faible effectif de décès à chaque âge. Les quotients de mortalité ont donc été lissés afin d'obtenir des quotients estimés suffisamment robustes pour être diffusés dans l'Insee Résultats.

### Quotient de mortalité des hommes par vingtième de niveau de vie selon l'âge (données brutes)

<figure><img src="image_6.png" /></figure>

Pour le lissage, la méthode des splines est majoritairement utilisée. Une courbe spline est une fonction définie par morceau par des polynômes. Elle permet un lissage des quotients de mortalité selon deux dimensions en même temps : par âge et par niveau de vie. Le lissage est effectué grâce au package R MortalitySmooth, développé par Carlo G. Camarda (MortalitySmooth: An R Package for Smoothing Poisson Counts with P-Splines, 2012).

Cette méthode est appliquée pour lisser les quotients de mortalité entre 20 et 95 ans, car ce sont ceux pour lesquels les quotients de mortalité bruts sont de meilleure qualité ; en effet, les décès de moins de 20 ans et le nombre de personnes de plus de 95 ans sont très faibles, ce qui empêche l'utilisation de la méthode des splines à ces âges (cf. infra).
## Quotient de mortalité des hommes de 20 à 95 ans par vingtième niveau de vie selon l'âge (données lissées)

<figure><img src="image_7.png" /></figure>

## Quotient de mortalité des hommes à 75 ans selon le niveau de vie

<figure><img src="image_8.png" /></figure>

Les écarts entre les quotients de mortalité par vingtième de niveau de vie et ceux de l'ensemble de la population dans l'EDP sont présentés dans le graphique ci-après.
## Écart entre les quotients de mortalité par vingtième de niveau de vie et ceux de l'ensemble de la population de l'EDP pour les hommes selon l'âge (de 20 à 95 ans)

<figure><img src="image_9.png" /></figure>

Lecture : Le quotient de mortalité des hommes de 29 ans parmi les 5 % les plus pauvres est supérieur de 150 % à celui de l'ensemble des hommes de 29 ans.

Les quotients pour les moins de 20 ans ne peuvent pas être lissés par la méthode des splines en raison du nombre très faible de décès à ces âges. Une méthode de lissage différente a été adoptée. L'hypothèse est que les écarts (en %) entre les quotients de mortalité par niveau de vie et le quotient de mortalité de l'ensemble de la population dans l'EDP sont les mêmes avant 20 ans qu'à 20 ans. De la même manière, les quotients pour les 96 ans ou plus ne peuvent pas être lissés par la méthode des splines en raison du faible nombre d'individus à ces âges. Une méthode de lissage différente a été adoptée. L'hypothèse est que les écarts entre les quotients de mortalité par niveau de vie et les quotients de mortalité de l'état civil sont les mêmes à partir de 96 ans qu'à 95 ans.
Les écarts entre les quotients de mortalité de l'EDP par vingtième de niveau de vie et ceux de l'ensemble de la population de l'EDP selon l'âge et le niveau de vie sont présentés ci-après.

Méthode retenue : Écart entre les quotients de mortalité par vingtième de niveau de vie et ceux de l'ensemble de la population de l'EDP pour les hommes selon l'âge (de 0 à 104 ans)

<figure><img src="image_10.png" /></figure>

Les courbes des quotients de mortalité de 0 à 104 ans avec ces hypothèses sont les suivantes :

Méthode retenue : Quotient de mortalité des hommes par niveau de vie selon l'âge (données lissées)

<figure><img src="image_11.png" /></figure>

L'hypothèse d'écart constant par rapport à l'ensemble de la population pour les moins de 20 ans a peu de conséquence sur le niveau d'espérance de vie en raison du faible nombre de décès à ces âges.
Une autre hypothèse a néanmoins été testée, où les quotients de mortalité des moins de 20 ans sont supposés égaux à ceux de l'ensemble de la population quel que soit le niveau de vie (méthode 2) :

## Méthode 2 : Écart entre les quotients de mortalité de l'EDP par niveau de vie et ceux de l'ensemble de la population selon l'âge pour les hommes

<figure><img src="image_12.png" /></figure>

Avec ces hypothèses (méthode 2), la courbe des quotients de mortalité de 0 à 104 ans est la suivante :

## Méthode 2 : Quotient de mortalité des hommes par niveau de vie selon l'âge

<figure><img src="image_13.png" /></figure>
Les niveaux d'espérance de vie sont proches selon la méthode retenue (écart constant par rapport à l'état civil) et la méthode 2 (état civil entre 0 et 19 ans) :

## Espérance de vie à la naissance pour les hommes selon la méthode retenue (écart constant par rapport à l'état civil) et la méthode 2 (état civil entre 0 et 19 ans)

<figure><img src="image_14.png" /></figure>

Au total, après lissage (et avec la méthode d'écart constant par rapport à l'état civil pour les plus jeunes et les plus âgés), l'écart entre les données brutes et lissées d'espérance de vie sont très proches, pour les hommes, comme pour les femmes.

## Espérance de vie à la naissance pour les hommes selon le niveau de vie mensuel (données brutes et lissées non calées sur l'état civil)

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Note : En abscisse, chaque point correspond à la moyenne des niveaux de vie mensuel d'un vingtième.
Espérance de vie à la naissance pour les femmes selon le niveau de vie mensuel (données brutes et lissées non calées sur l'état civil)

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Note : En abscisse, chaque point correspond à la moyenne des niveaux de vie mensuel d'un vingtième.
B. COMPARAISON ENTRE L'ESPERANCE DE VIE ESTIMEE AVEC L'EDP ET L'ESPERANCE DE VIE DE L'ETAT CIVIL

La source de référence en matière d'espérance de vie est l'état civil ; les données sont publiées dans les bilans démographiques. On s'y compare pour vérifier que l'échantillon est représentatif de l'ensemble. Les quotients de mortalité par âge bruts calculés à partir de l'EDP fluctuent davantage que ceux calculés du bilan démographique, notamment aux âges les plus jeunes où les décès sont moins fréquents. L'espérance de vie du bilan démographique est calculée à partir de données exhaustives tandis que celle de l'EDP est calculée à partir un échantillon.

Quotient de mortalité - hommes

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Quotient de mortalité – femmes

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## Espérance de vie à la naissance des hommes et des femmes en 2012-2016 et en 2020-2024

<table><thead><tr><th></th><th>Homme</th><th>Femme</th></tr></thead><tbody><tr><td>État civil 2012-2016</td><td>78,94</td><td>85,13</td></tr><tr><td>Données brutes - EDP 2012-2016</td><td>79,03</td><td>85,20</td></tr><tr><td>Données lissées - EDP 2012-2016</td><td>79,03</td><td>85,20</td></tr><tr><td><strong>Écart état civil – données lissées</strong></td><td><strong>0,09</strong></td><td><strong>0,07</strong></td></tr><tr><td>État civil 2020-2024</td><td>79,53</td><td>85,33</td></tr><tr><td>Données brutes - EDP 2020-2024</td><td>79,94</td><td>85,45</td></tr><tr><td>Données lissées - EDP 2020-2024</td><td>79,93</td><td>85,43</td></tr><tr><td><strong>Écart état civil – données lissées</strong></td><td><strong>0,40</strong></td><td><strong>0,10</strong></td></tr></tbody></table>

Les estimations des quotients de mortalité à partir de l'EDP portent sur les personnes résidant en France hors Mayotte et nées en France, pour lesquelles le repérage des décès est de « bonne qualité ». Les quotients de mortalité issus de l'état civil portent sur l'ensemble des personnes résidant en France hors Mayotte.

En 2020-2024, le niveau de l'espérance de vie calculée à partir des données lissées de l'EDP est supérieur à celui de l'espérance de vie calculée à partir de l'état civil (+0,10 an pour les femmes et + 0,40 an pour les hommes). Les écarts en 2020-2024 sont plus importants qu'en 2012-2016, probablement en lien avec la crise sanitaire qui a davantage concerné les personnes nées à l'étranger et les hommes.

Afin d'être représentatif de l'ensemble des résidents en France hors Mayotte et d'avoir des évolutions d'espérance de vie cohérentes avec celles de l'état civil, les quotients de mortalité de l'EDP ont été corrigés, de manière à être calés sur ceux de l'état civil. Un coefficient correctif identique par âge et par niveau de vie a été appliqué. Ce coefficient est celui qu'il faut appliquer au quotient de mortalité lissé de l'ensemble de la population dans l'EDP pour obtenir l'espérance de vie de l'état civil. Le choix d'un coefficient identique par âge permet d'obtenir des écarts d'espérance de vie entre les personnes modestes et aisées assez proches avant et après calage.
Le calage sur l'état civil conduit à réviser à la baisse l'espérance de vie des hommes (-0,5 an pour les hommes du 1er vingtième et -0,3 an pour ceux du dernier vingtième). L'espérance de vie des femmes est peu révisée (-0,1 an pour les hommes du 1er vingtième et 0 an pour celles du dernier vingtième)

## Hommes

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Note : En abscisse, chaque point correspond à la moyenne des niveaux de vie mensuel d'un vingtième.

## Femmes

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Note : En abscisse, chaque point correspond à la moyenne des niveaux de vie mensuel d'un vingtième.
En 2020-2024, parmi les 5 % de personnes les plus aisées, les hommes ont une espérance de vie à la naissance de 85,0 ans. À l'opposé, parmi les 5 % de personnes les plus modestes, les hommes ont une espérance de vie de 72,0 ans. Les hommes les plus aisés vivent donc en moyenne 13 ans de plus que les plus modestes. Chez les femmes, l'espérance de vie à la naissance des femmes parmi les 5 % de personnes les plus aisées atteint 88,7 ans, contre 80,1 ans parmi les 5 % les plus modestes, soit 9 ans d'écart.

## Espérance de vie à la naissance des hommes et des femmes selon le niveau de vie mensuel

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Note : En abscisse, chaque point correspond à la moyenne des niveaux de vie mensuels d'un vingtième, comprenant donc 5 % de la population.

Lecture : En 2020-2024, parmi les 5 % de personnes les plus aisées (dont le niveau de vie moyen est de 6 427 euros par mois), l'espérance de vie à la naissance des hommes est de 85,0 ans.

Champ : France hors Mayotte.

Source : Insee-DGFIP-Cnaf-Cnav-CCMSA, Échantillon démographique permanent.

L'espérance de vie augmente avec le niveau de vie. Mais cette augmentation est de moins en moins rapide au fur et à mesure que le niveau de vie augmente. Ainsi, aux alentours de 1 200 euros par mois, 100 euros de niveau de vie supplémentaires sont associés à 0,8 an en plus d'espérance de vie chez les femmes et 1,0 an chez les hommes. Autour de 2 000 euros par mois, le gain d'espérance de vie n'est plus que de 0,2 an chez les femmes et 0,4 an chez les hommes. Il atteint seulement 0,1 an et 0,2 an pour 3 000 euros par mois.

## Gain d'espérance de vie pour 100 euros de niveau de vie mensuel

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