Manual 18141026

Manual 18141026
Maladies chroniques
et blessures au Canada
Volume 33 · numéro 3 · juin 2013
Dans ce volume
131 Fardeau économique lié aux traumatismes de la moelle épinière
au Canada
141 Quantifier l’utilisation que les Canadiens font d’Internet comme
source d’information sur la modification de certains comportements,
identifiés comme facteurs de risque modifiables du cancer
147 Blessures associées aux jeux gonflables traitées dans des services
d’urgence au Canada, 1990-2009
155 Évolution des déterminants des maladies chroniques du foie au Québec
165 Défavorisation, accès aux aliments et équilibre alimentaire à
Saskatoon (Saskatchewan)
179 Repérage des cas d’insuffisance cardiaque congestive à partir de
données administratives : étude de validation utilisant des dossiers
de patients en soins primaires
187 Douleur et qualité de vie liée à la santé chez les personnes
souffrant d’ulcères chroniques aux jambes
196 Blessures associées à des produits de consommation au Canada :
revue systématique de la littérature
210 Forum pancanadien – Étude nationale de la santé des
populations relative aux maladies neurologiques
214 Rapport d’étape – Améliorer le Portail canadien des
pratiques exemplaires
217 Avis de publication : Statistiques canadiennes sur le cancer 2013
Maladies chroniques
et blessures au Canada
une publication de l’Agence
de la santé publique du Canada
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Agence de la santé publique du Canada
Maladies chroniques et blessures au Canada
(MCBC) est une revue scientifique trimestrielle
présentant des données probantes récentes
sur la prévention et la lutte contre les maladies
chroniques (c.-à-d. non transmissibles) et les
traumatismes au Canada. Selon une formule
unique et depuis 1980, la revue publie des
articles soumis à une évaluation provenant
des secteurs public et privé et rend compte
de recherches effectuées dans des domaines
tels que l’épidémiologie, la santé publique ou
communautaire, la biostatistique, les sciences
du comportement, et l’économie ou les services
de la santé. Tous les articles de fond sont
soumis à une évaluation par les pairs; les
autres types d’articles ne le sont pas. Les auteurs
demeurent responsables du contenu de leurs
articles, et les opinions exprimées ne sont pas
forcément celles du Comité de rédaction de
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Maladies chroniques et blessures au Canada
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© Sa Majesté la Reine du Chef du Canada, représentée par le ministre de la Santé, 2013
ISSN 1925-6531
Pub. 130026
On peut consulter cette publication par voie électronique dans le site Web www.santepublique.gc.ca/mcbc
Also available in English under the title: Chronic Diseases and Injuries in Canada
Fardeau économique lié aux traumatismes de la moelle épinière
au Canada
H. Krueger, Ph. D. (1, 2); V. K. Noonan, Ph. D., PT (1, 3); L. M. Trenaman, B. Sc. (2); P. Joshi, Ph. D. (3); C. S. Rivers, Ph. D. (3)
Cet article a fait l’objet d’une évaluation par les pairs.
Résumé
Introduction : Cette étude vise à mesurer, au moyen d’une approche fondée sur
l’incidence, le fardeau économique à vie lié aux traumatismes de la moelle épinière
(TME) au Canada du point de vue social, en incluant les coûts directs et indirects.
Méthodologie : Les ressources disponibles et l’information sur les coûts liés aux cas de
tétraplégie et de paraplégie complètes et incomplètes ont été appliquées à l’incidence
annuelle estimative des TME au Canada en fonction de leur gravité.
Résultats : Le fardeau économique à vie d’une personne atteinte d’un TME varie de
1,5 million de dollars pour une paraplégie incomplète à 3 millions de dollars pour une
tétraplégie complète. Le fardeau économique annuel lié aux 1 389 nouveaux cas de TME
où le patient a survécu à son hospitalisation est estimé à 2,67 milliards de dollars.
Conclusion : Malgré leur fréquence annuelle relativement faible au Canada, ces
blessures entraı̂nent un fardeau économique annuel important.
Mots-clés : traumatisme de la moelle épinière, fardeau économique, morbidité, mortalité
Introduction
Les traumatismes de la moelle épinière
(TME) représentent un lourd fardeau pour
les personnes atteintes, leur famille, leurs
soignants et la société en général. Ces
blessures entraı̂nent, en plus de la souffrance physique et psychosociale, un lourd
fardeau économique lié aux coûts accrus
des soins de santé et aux taux élevés de
morbidité et de mortalité précoce. Les
données sur ce fardeau économique à vie
lié à un TME sont cependant limitées,
surtout au Canada.
La littérature existante sur les TME a
tendance à se concentrer sur certains
sous-groupes de patients (p. ex. anciens
combattants1,2, patients admis dans des
hôpitaux utilisant les Spinal Cord Injuries
Model Systems [systèmes modèles con-
cernant les traumatismes de la moelle
épinière] des États-Unis3,4,5 et accidents
de travail6), un aspect particulier du
fardeau économique (p. ex. réadaptation
et hospitalisation imprévues7,8) ou une
période spécifique suivant la survenue de
la blessure9.
Deux groupes de recherche – l’un au
Canada9,10,11 et l’autre aux États-Unis12,13
– ont suivi une approche fondée sur la
population. Pour l’étude menée en Alberta,
des données sur les coûts directs ont été
recueillies pendant les six premières
années suivant le traumatisme9,10,11. Pour
sa part, l’étude américaine a tenu compte
des coûts directs et indirects assumés tout
au long de la vie, mais ces données datent
de 1988 et ont besoin d’une mise à jour.
Les coûts directs comprennent habituellement les dépenses assumées par le sys-
tème de santé et par le patient ou les
soignants relativement à ces blessures12,13. Les coûts indirects « se rapportent à la valeur des pertes en matière de
productivité potentielle résultant d’une
réduction ou d’un arrêt du travail ou
d’autres activités à la suite d’un TME.
Ces coûts sont considérés comme des
pertes entraı̂nées par la réduction de la
productivité résultant de la morbidité ou
de la mortalité attribuable au TME »
[traduction]12,p.12.
Dans les deux études, on a constaté
qu’une approche fondée sur la population
donnait lieu à un ensemble de patients très
différent de celui obtenu au moyen d’une
approche fondée sur des établissements10,12. Autrement dit, les personnes
atteintes d’un TME soignées par l’intermédiaire du système modèle des ÉtatsUnis, par exemple, ont tendance à avoir
subi des blessures beaucoup plus graves
que les patients victimes de TME au sein
de la population générale12. Cette différence peut avoir des effets importants sur
l’estimation du fardeau économique lié
aux TME.
Par ailleurs, étant donné que la majorité
de la littérature existante provient des
États-Unis et que les différences entre les
systèmes de soins de santé américain et
canadien rendent les comparaisons difficiles, les coûts doivent être étudiés d’un
point de vue canadien.
Cette étude s’appuie sur les meilleures
données trouvées dans la littérature existante pour modéliser le fardeau économique à long terme actuel lié aux TME au
Canada dans une perspective sociétale.
Rattachement des auteurs :
1. Université de la Colombie-Britannique, Vancouver (Colombie-Britannique), Canada
2. H. Krueger & Associates Inc., Delta (Colombie-Britannique), Canada
3. Institut Rick Hansen, Vancouver (Colombie-Britannique), Canada
Correspondance : Carly Rivers, 6400 Blusson Spinal Cord Centre, 818 West 10th Avenue, Vancouver (Colombie-Britannique) V5Z 1M9; tél. : 604-707-2171; téléc. : 604-707-2121;
courriel : crivers@rickhanseninstitute.org
$
131
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Méthodologie
Nous avons utilisé les données provenant
de diverses publications pour établir notre
modèle de fardeau économique à long
terme lié aux TME en fonction de la
gravité de la blessure et, dans la mesure
du possible, nous avons utilisé des données d’études fondées sur la population
canadienne9,10,11. Celles-ci reposaient en
grande partie sur les données de deux
études fondées sur la population américaine, l’une publiée en 199212,13 et l’autre
en 199814 (tableau 1). Les coûts établis à
l’aide de l’étude canadienne ont été
ajustés en fonction de la valeur du dollar
en 2011, selon la composante « santé et
soins personnels » de l’Indice des prix à la
consommation (IPC)15. Les coûts aux
États-Unis ont été ajustés en dollars
canadiens (2011) en deux temps : conversion en dollars canadiens pour l’année en
question, puis augmentation en fonction
de la valeur du dollar canadien en 2011.
été aménagé spécialement pour la personne atteinte d’un TME à son domicile
principal et dans toute demeure secondaire ainsi qu’aux domiciles de sa famille
et de ses amis14. Les articles sans ordonnance sont les analgésiques en vente libre,
les cathéters, les pansements, les laxatifs,
les vitamines et les gants en caoutchouc12.
L’équipement adapté comprend les aides à
la manipulation et à la respiration (p. ex.
ventilateurs), les aides à la mobilité (p. ex.
fauteuil roulant, orthèse et béquilles), les
aides au sommeil et à l’hygiène (p. ex. lit
d’hôpital, matelas spécial, soulève-lit ou
siège élévateur de bain et fauteuil hygiénique) et les articles pour exercice ou
autres (p. ex. vélo stationnaire, haltères,
téléphone adapté)13.
Le coût horaire des soins auxiliaires a été
déterminé selon le taux horaire canadien
pour « autre personnel de soutien des
services de santé »18.
Coûts indirects
Coûts directs
Nous avons calculé les coûts associés à
l’hospitalisation initiale à partir de l’étude
de Dryden et collab.9 réalisée en Alberta.
Nous avons calculé le coût quotidien pour
soins actifs liés aux hospitalisations suivant l’hospitalisation initiale en fonction
des coûts établis par l’Initiative ontarienne
de coût par cas16, et ce, en incluant les
hospitalisations de patients pour maladies
du système génito-urinaire (47 %), maladies de la peau et des tissus sous-cutanés
(35 %) et maladies de l’appareil respiratoire (18 %)17. Cette approche a été
choisie parce que la majorité des hospitalisations survenant après la blessure initiale sont associées à des complications
concernant ces trois systèmes. Nous avons
ensuite utilisé le coût de soins actifs ainsi
déterminé pour attribuer une valeur à
toutes les hospitalisations à court terme,
y compris celles pour dépression, toxicomanie, etc.
Les professionnels de la santé non médecins consultés étaient des physiothérapeutes,
des
ergothérapeutes,
des
psychologues, des infirmières, des chiropraticiens, etc13. Les modifications apportées au domicile incluent tout ce qui avait
Nous avons suivi une approche du capital
humain modifiée (selon laquelle la valeur
du temps non rémunéré est mise en
évidence) pour calculer les coûts indirects.
De cette façon, l’année de vie ajustée en
fonction de la qualité (AVAQ) a été
estimée à 47 834 $ (taux salarial annuel
moyen au Canada en 2011)19, sans tenir
compte de l’âge de l’individu ou de sa
situation relative à l’emploi. Le nombre
d’années de vie perdues a été ajusté en
fonction d’une qualité évaluée à 0,45 en
matière d’utilité, soit le chiffre attribué aux
personnes
atteintes
d’un
TME20.
Autrement dit, une année de vie d’une
personne atteinte d’un TME équivaut à
0,45 AVAQ. La perte de 0,55 AVAQ a donc
été évaluée à 26 309 $ (0,55 6 47 834 $).
Les coûts indirects s’accumulent de ce fait
chez les personnes atteintes d’un TME
après la survenue de leur blessure.
Le nombre d’années de vie perdues chez
les patients atteins de TME a été déterminé
en fonction de l’âge et de l’espérance de
vie estimée selon la gravité de la blessure
à l’aide du rapport statistique annuel du
National Spinal Cord Injury Statistical
Center (NSCISC) de 200921, et ajusté selon
l’espérance de vie au sein de la population
canadienne22. Les personnes atteintes
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
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d’un TME décèdent plus tôt que si elles
n’avaient pas subi leur blessure et le
nombre d’années perdues augmente en
fonction de la gravité de la blessure. Nous
avons attribué une valeur de 47 834 $ à
chacune de ces années de vie perdues.
Le fardeau économique lié aux TME au
Canada a été calculé à l’aide d’une
approche fondée sur l’incidence. « Une
approche fondée sur l’incidence permet de
mesurer les coûts (à vie) liés à toute
nouvelle blessure survenant sur une période donnée (habituellement un an), alors
qu’une approche fondée sur la prévalence
permet de mesurer les coûts assumés par
les personnes atteintes d’un TME pendant
une période donnée de leur vie » [traduction]12, p.14. Nous avons appliqué au nombre de patients atteints de TME survivant à
l’hospitalisation au Canada par année
(1 389) obtenu par Noonan et collab.23 la
répartition des blessures selon leur gravité
établie par Dryden et collab.10 : 106 (7,7 %)
avec tétraplégie complète, 651 (46,8 %)
avec tétraplégie incomplète, 163 (11,7 %)
avec paraplégie complète et 469 (33,8 %)
avec paraplégie incomplète.
Tous les coûts ont été actualisés à un taux
annuel de 2 %. Le taux d’actualisation
« est le taux auquel nous dévaluons les coûts
survenant à l’avenir » [traduction]12, p.168.
Nous avons fait varier ce taux entre 0 et 4 %
dans l’analyse de sensibilité.
Les études économiques se servent souvent de l’analyse de sensibilité pour faire
varier les hypothèses clés et déterminer si
ces changements ont un effet important
sur les résultats globaux. Pour la présente
étude, nous avons appliqué des analyses
de sensibilité à d’importants facteurs
générateurs de coûts, notamment l’âge
au moment de la blessure, le facteur de
pondération relatif à l’incapacité, le taux
d’actualisation, les hospitalisations, les
consultations du fournisseur de soins de
santé et les soins auxiliaires (tableau 1).
Résultats
Nous estimons que le fardeau économique
à vie lié aux TME au Canada varie de 1,47
million de dollars chez les personnes
atteintes d’une paraplégie incomplète à
3,03 millions de dollars pour les cas de
TABLEAU 1
Hypothèses du modèle de base
Domaine d’intérêt
Valeurs utilisées
Tétraplégie
Complète
Analyse de
sensibilité
Source
Paraplégie
Incomplète
Complète
Incomplète
153,0
49,0
123,0
42,2
Dryden et collab. (2005)9
158 049
46 760
109 418
42 609
Dryden et collab. (2005)9
53
16
38
15
Dryden et collab. (2005)9
10 989
3 156
7 131
3 551
Dryden et collab. (2005)9
Coûts directs
Hospitalisation initiale (soins actifs et réadaptation)
DMS (en jours)
Coût (en dollars)
Nombre de services médicaux
Coût (en dollars)
Hospitalisations subséquentes, première année
Nombre moyen d’admissions
0,30
0,31
0,26
0,23
Dryden et collab. (2004)11
DMS par admission (en jours)
10,1
8,6
8,7
5,2
Dryden et collab. (2004)11
Coût en soins actifs par jour (en dollars)
1 124
1 124
1 124
1 124
Initiative ontarienne de coût par cas16
Coût (en dollars)
3 416
3 036
2 545
1 321
Calculé
Nombre moyen d’admissions
0,30
0,31
0,26
0,23
+/- 25 %
Dryden et collab. (2004)11
DMS par admission (en jours)
10,1
8,6
8,7
5,2
+/- 25 %
Dryden et collab. (2004)11
Coût en soins actifs par jour (en dollars)
1 124
1 124
1 124
1 124
Initiative ontarienne de coût par cas16
Coût (en dollars)
3 416
3 036
2 545
1 321
Calculé
Hospitalisations subséquentes par année
Services de professionnels de la santé par année
Nombre de visites chez le médecin
27,9
19,9
20,3
15,4
+/- 25 %
Harvey et collab. (1992)13
Nombre de visites chez des professionnels
a
de la santé non médecins
88,1
82,1
34,3
17,8
+/- 25 %
Harvey et collab. (1992)13
Coût par visite (en dollars)
64,31
63,80
71,33
77,81
+/- 25 %
Calculé
Coût (en dollars)
7 460
6 507
3 895
2 583
Berkowitz et collab. (1992)12
31 149
29 015
24 540
25 492
Berkowitz et collab. (1998)14
9 610
8 912
9 973
9 701
Berkowitz et collab. (1998)14
791
308
278
538
Berkowitz et collab. (1992)12
4 867
4 029
3 376
2 619
Berkowitz et collab. (1992)12
9 724
6 261
4 890
3 147
Harvey et collab. (1992)13
Équipement adapté (plus de 5 ans)
3 695
2 548
1 578
885
Harvey et collab. (1992)13
Modifications apportées au véhicule
1 015
1 015
1 015
1 015
Berkowitz et collab. (1998)14
10,1
3,7
2,1
0,7
Berkowitz et collab. (1992)12
1729,4
467,4
347,1
104,5
Berkowitz et collab. (1992)12
56,3
31,9
13,5
16,9
2928
1659
702
879
Calculé
50
50
41
18
Berkowitz et collab. (1992)12
17,52
17,52
17,52
17,52
51 292
29 062
12 299
15 397
Modifications apportées au domicile
Coût ponctuel (en dollars)
Domicile actuel
b
Autre domicile
Coûts annuels (en dollars)
Médicaments sur ordonnance
c
Produits en vente libre
Équipement adapté (moins de 5 ans)
d
d
Soins en établissement par année
Pourcentage de la population ayant un TME
en établissement
Coût (en dollars)
Soins auxiliaires par année
Heures par semaine
Heures par année
e
Pourcentage des heures payées
f
Coût estimé par heure (en dollars)
f
Coût (en dollars)
+/2 25 %
+/2 25 %
Berkowitz et collab. (1992)12
Statistique Canada18
Calculé
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$
133
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
TABLEAU 1 (Suite)
Hypothèses du modèle de base
Domaine d’intérêt
Valeurs utilisées
Tétraplégie
Complète
Analyse de
sensibilité
Source
Paraplégie
Incomplète
Complète
Incomplète
Coûts indirects
Dryden et collab. (2003)10
Pourcentage de décès prématurés (entre la
survenue de la blessure et le congé de
l’hospitalisation initiale)
27,8
Facteur de pondération relatif à la perte de
productivité
0,45
0,45
0,45
0,45
0,75, 0,65,
0,55, 0,45
Années de vie perdues (survivant d’un TME
de 35 ans)
19,05
5,70
12,50
5,70
Survivant d’un
TME de 25 à
45 ans
47 834
47 834
47 834
47 834
Pourcentage de la population présentant un
TME ayant survécu
7,7
46,8
11,7
33,8
Taux d’actualisation
2,0
2,0
2,0
2,0
g
Valeur d’une année de vie sauvée (en
dollars)
13,3
Andresen et collab. (1999)20
Rapport statistique annuel du NSCISC ,
200921
Statistique Canada, Enquête sur la
dynamique du travail et du revenu19
Dryden et collab. (2005)9
0 % à 4,0 %
Abréviations : DMS, durée moyenne du séjour; IPC, indice des prix à la consommation; PS, profesionnel de la santé; SSP, santé et soins personnels; TME, traumatisme de la moelle épinière.
a
Physiothérapeutes, ergothérapeutes, psychologues, infirmières, chiropraticiens, etc.
b
Modifications apportées spécifiquement aux domiciles du survivant d’un TME ainsi qu’aux domiciles d’amis ou de membres de la famille.
c
Analgésiques en vente libre, cathéters, pansements, laxatifs, vitamines et gants en caoutchouc, etc.12
d
Aides à la manipulation et à la respiration (p. ex. ventilateur, pointeur optique, pointeur bucccal), aides à la mobilité (p. ex. fauteuil roulant, orthèse, béquilles), aides au sommeil et à
l’hygiène (p. ex. lit d’hôpital, matelas spécial, soulève-lit ou élévateur de bain, fauteuil hygiénique) et articles d’exercice ou autres (p. ex. vélo stationnaire, haltères, téléphone adapté).
e
Proportion des heures de travail pour lesquelles le fournisseur de services a été rémunéré.
f
Calculé en fonction du salaire horaire moyen pour la catégorie « Autre personnel de soutien des serices de santé » en 2005 (15,669 $ l’heure), ajusté pour 2011 à l’aide de la composante SSP
de l’IPC (+ 11,8 %)18.
g
Calculé en fonction du salaire moyen des travailleurs canadiens qui travaillent à plein temps pendant un an, soit 45 600 $ en 2009, (selon l’Enquête sur la dynamique du travail et du revenu),
ajusté pour 2011 à l’aide de l’IPC (+ 4,9 %)19.
tétraplégie complète (tableau 2). Les coûts
directs représentent de 44 à 51 % des
coûts totaux chez les patients paraplégiques, et de 56 à 66 % des coûts totaux
chez les patients tétraplégiques. Parmi les
coûts directs, les plus importants facteurs
générateurs de coûts étaient les soins
auxiliaires offerts à la suite de la blessure.
À eux seuls, ces coûts variaient entre 0,29
et 1,02 million de dollars (de 38 à 60 %
des coûts directs). Les frais d’hospitalisations variaient entre 0,08 et 0,23 million
de dollars (de 5 à 13 % des coûts directs)
alors que les frais de consultation de
professionnels de la santé variaient entre
0,07 et 0,15 million de dollars (de 10 à
13 % des coûts directs).
Le fardeau économique annuel lié aux
TME au Canada est estimé à 2,67 milliards
de dollars (1,57 milliard de dollars en
coûts directs et 1,10 milliard en coûts
indirects, tableau 3). Les hospitalisations
(0,17 milliard de dollars, soit 6,5 % des
coûts totaux), les consultations de professionnels de la santé (0,18 milliard de
dollars; 6,7 % des coûts totaux), l’équipement et les modifications apportées au
domicile (0,31 milliard de dollars; 11,6 %
des coûts totaux) et les soins auxiliaires
(0,87 milliard de dollars; 32,7 % des coûts
totaux) sont les plus importants facteurs
générateurs de coûts.
Les résultats des analyses de sensibilité
sont synthétisés dans le tableau 4. Les
coûts sont sensibles en premier lieu au
choix du taux d’actualisation. Si l’on ne
tient pas compte de l’actualisation (taux
effectif de 0 %), le fardeau économique à
vie augmente de 38 à 47 %. Avec un taux
d’actualisation de 4 % (comparativement
au taux de 2 % utilisé comme référence) le
fardeau économique à vie augmente de 23
à 27 %. L’âge auquel la blessure est
survenue a également un effet important.
Un âge moyen de 25 ans (comparativement à l’âge de référence de 35 ans)
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
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134
entraı̂ne une augmentation des coûts
globaux de 10 à 14 %, alors qu’un âge
moyen de 45 ans entraı̂ne une baisse de 14
à 18 %. Le fait de faire passer le facteur de
pondération relatif à la perte de productivité de 0,45 pour toutes les blessures à
0,45 pour paraplégie incomplète, 0,55
pour tétraplégie incomplète, 0,65 pour
paraplégie complète et 0,75 pour tétraplégie complète entraı̂ne une augmentation
des coûts indirects de 18 à 23 %.
Les coûts des soins directs sont sensibles
en premier lieu aux hypothèses concernant le nombre d’heures en soins auxiliaires reçus. Une augmentation du
nombre d’heures en soins reçus par
année ou du taux de rémunération
moyen de 25 % entraı̂ne une augmentation des coûts directs de 9 à 15 %. Si le
nombre d’heures en soins et le taux de
rémunération augmentent tous deux de
25 %, les coûts directs augmentent de 21
à 34 %.
TABLEAU 2
Fardeau économique à vie lié aux traumatismes de la moelle épinière
Blessure subie à l’âge de 35 ans
en dollars canadiens de 2011, taux d’actualisation de 2 %
Tétraplégie
Complète
Valeur ($)
Paraplégie
Incomplète
% du total
Valeur ($)
Complète
% du total
Valeur ($)
Incomplète
% du total
Valeur ($)
% du total
Coûts directs
Soins de santé
Hospitalisation
226 137
7,5
130 139
6,2
170 385
9,6
78 900
PS
152 231
5,0
175 368
8,3
96 543
5,4
71 914
4,9
15 747
0,5
8443
0,4
18 929
1,1
8 443
0,6
394 115
13,0
313 951
14,9
285 857
16,0
159 256
10,8
4,9
Médicaments sur ordonnance
Sous-total, soins de santé
5,4
Équipement et modifications
Produits en vente libre
Équipement adapté
96 917
3,2
110 565
5,3
80 815
4,5
71 870
102 921
3,4
88 014
4,2
53 840
3,0
35 257
2,4
40 759
1,3
37 927
1,8
34 513
1,9
35 193
2,4
Modifications au domicile
Modifications au véhicule
Sous-total, équipement et modifications
20 203
0,7
27 842
1,3
24 285
1,4
27 842
1,9
260 801
8,6
264 348
12,6
193 453
10,9
170 162
11,6
Soins de longue durée
Soins en établissement
Soins auxiliaires
Sous-total, soins de longue durée
34 439
1,1
12 826
0,6
8 308
0,5
2 868
0,2
1 021 420
33,8
797 590
37,9
294 418
16,5
422 548
28,7
1 055 859
34,9
810 417
38,5
302 726
17,0
425 416
28,9
1 710 776
56,5
1 388 715
65,9
782 036
43,9
754 835
51,3
Morbidité
428 655
14,2
590 746
28,1
515 279
28,9
590 746
40,1
Mortalité prématurée
886 597
29,3
126 350
6,0
485 384
27,2
126 350
8,6
Total des coûts directs
Coûts indirects
Total des coûts indirects
1 315 252
43,5
717 096
34,1
1 000 662
56,1
717 096
48,7
Grand total
3 026 028
100,0
2 105 811
100,0
1 782 698
100,0
1 471 931
100,0
Abréviation : PS, professionnel de la santé.
Analyse
À notre connaissance, notre étude est la
première tentative de quantification du
fardeau économique à vie lié aux TME au
Canada. Nous avons tenté d’être le plus
exhaustifs possible dans l’inclusion des
coûts.
La valeur des études sur les coûts des
maladies a été remise en question, surtout
du fait des approches diverses et des
limites méthodologiques associées à ce
genre de recherche24,25,26. Cependant,
Segui-Gomez et Mackenzie27 soulignent
l’importance de la variété des mesures,
dont le fardeau économique, pour évaluer
l’impact social des blessures, plus particulièrement des blessures non mortelles.
Rice fait remarquer que les études sur les
coûts de la maladie « expriment les effets
indésirables des maladies et des blessures
en dollars, ce qui est le langage universel
des décideurs et des responsables des
politiques. Ces estimations servent à :
1) définir en dollars l’ampleur de la
maladie ou de la blessure; 2) justifier les
programmes d’intervention; 3) faciliter
l’affectation de fonds pour la recherche
sur certaines maladies; 4) établir une base
en matière de politiques et de planification
en ce qui concerne les initiatives de
prévention et de contrôle; 5) établir un
cadre économique pour l’évaluation de
programmes » [traduction]28,p.178.
social des maladies au sujet desquelles les
NIH réalisent et financent de la recherche28.
Une étude effectuée en 1998 par le U.S.
Institute of Medicine recommandait aux
NIH d’utiliser de façon plus rigoureuse les
données sur « le fardeau de la maladie et les
coûts connexes » au moment d’établir
l’ordre des priorités en matière de financement de la recherche29. Malgré la production de rapports sur le coût de maladies
spécifiques en 1995, en 1997 et en 200028, il
ne semble pas que ces données influencent
l’affectation des fonds par les NIH pour les
recherches en cours30,31.
Malheureusement, il demeure difficile d’utiliser ces études pour élaborer des politiques. Par exemple, en 1995, le comité du
Sénat américain sur les crédits a recommandé que les National Institutes of Health
(NIH) préparent un rapport sur le coût
Pour tenter de réduire l’hétérogénéité
méthodologique des études sur les coûts
de la maladie tout en reconnaissant la
« forte demande soutenue en matière
d’études d’impact économique » [traduction]32,p.2, des associations comme
$
135
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
TABLEAU 3
Fardeau économique annuel lié aux traumatismes de la moelle épinière au Canada
Blessure subie à l’âge de 35 ans
en dollars canadiens de 2011, taux d’actualisation de 2 %
Tétraplégie
Complète
a
Nombre de personnes ayant survécu
106
Paraplégie
Incomplète
Complète
Incomplète
Total
651
163
469
1 389
% du total
Coûts directs (en millions de dollars)
Soins de santé
Hospitalisation
24,1
84,7
27,7
37,0
173,5
PS
16,2
114,1
15,7
33,7
179,8
6,7
1,7
5,5
3,1
4,0
14,2
0,5
41,9
204,3
46,5
74,7
367,4
13,7
Produits en vente libre
10,3
71,9
13,1
33,7
129,1
4,8
Équipement adapté
10,9
57,3
8,8
16,5
93,5
3,5
4,3
24,7
5,6
16,5
51,1
1,9
Médicaments sur ordonnance
Sous-total, soins de santé
6,5
Équipement et modifications
Modifications au domicile
Modifications au véhicule
Sous-total, équipement et modifications
2,1
18,1
4,0
13,1
37,3
1,4
27,7
172,0
31,5
79,8
311,1
11,6
Soins de longue durée
Soins en établissement
Soins auxiliaires
Sous-total, soins de longue durée
3,7
8,3
1,4
1,3
14,7
0,6
108,6
519,0
47,9
198,3
873,8
32,7
112,3
527,3
49,2
199,6
888,5
33,2
182,0
903,6
127,2
354,2
1567,0
58,6
Morbidité
45,6
384,4
83,8
277,2
791,0
29,6
Mortalité prématurée
94,3
82,2
79,0
59,3
314,8
11,8
Total des coûts directs
Coûts indirects (en millions de dollars)
Total des coûts indirects
139,9
466,6
162,8
336,5
1105,8
41,4
Grand total
321,9
1370,3
290,0
690,7
2672,8
100,0
Abréviation : PS, professionnel de la santé.
a
1 389 patients par année survivent à leur hospitalisation initiale23.
l’Organisation mondiale de la Santé ont
proposé un cadre pour la tenue d’études
sur les coûts de la maladie « ayant pour
but d’accroı̂tre l’uniformité et la cohérence
des études d’impact économique en santé »
[traduction]32,p.3.
Cette analyse comporte d’importantes
limites. Elle repose sur des données
publiées provenant de diverses sources
et périodes plutôt que sur une description
détaillée des coûts d’une cohorte de
patients. Les coûts moyens peuvent également cacher d’importantes variations
dans les coûts individuels, même si l’on
tient compte de la gravité de la blessure.
Par conséquent, ces coûts ne devraient
pas remplacer un plan de soins à vie
préparé par des professionnels et les
coûts de sa mise en œuvre. De plus,
aucune tentative n’a été faite pour déterminer si ces coûts étaient associés à des
soins optimaux ou même adéquats. Aux
États-Unis, Webster et collab. ont constaté que « les personnes atteintes d’une
tétraplégie à la suite d’un accident de
travail peuvent se faire indemniser plus
de frais médicaux après la première
année suivant la blessure que les personnes qui n’ont pas droit à des avantages en matière d’indemnités d’accident
de travail » [traduction]6,p.240.
Les coûts en soins de courte durée sont
calculés à partir des coûts quotidiens
globaux par patient atteint d’une maladie
en particulier. Une autre approche consisterait à utiliser les pondérations du
volume des ressources pour chaque hospitalisation et le coût estimé pour chacune
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
136
de celles-ci. Cependant, les données nécessaires concernant des hospitalisations spécifiques ne sont pas disponibles à l’heure
actuelle, problèmes que l’Institut Rick
Hansen espère régler.
Bien qu’une méthode d’établissement des
coûts fondée sur l’incidence repose en
principe sur une trajectoire de coûts
estimés à vie, elle nécessite en fait une
hypothèse (pour cette étude) quant à l’état
fonctionnel à un moment donné. Pour
déterminer les changements réels en ce
qui a trait aux coûts liés à un changement
d’état fonctionnel, il faut absolument avoir
accès à des données à long terme pour
chaque patient.
La méthode la plus souvent utilisée pour
déterminer les coûts indirects est
TABLEAU 4
Fardeau économique à vie lié aux traumatismes de la moelle épinière
Analyse de sensibilité
en dollars canadiens de 2011
Tétraplégie
Complète ($)
% de
changement
Paraplégie
Incomplète ($)
% de
changement
Complète ($)
% de
changement
Incomplète ($)
% de
changement
Cas de référence
Coûts directs
1 710 775
1 388 715
782 036
754 834
Coûts indirects
1 315 251
717 096
1 000 662
717 096
Coûts totaux
3 026 027
2 105 811
1 782 698
1 471 930
Taux d’actualisation de 0 %
Coûts directs
2 089 080
22,1
1 931 791
39,1
990 747
26,7
1 035 128
37,1
Coûts indirects
2 093 169
59,1
1 126 491
57,1
1 596 826
59,6
1 126 491
57,1
Coûts totaux
4 182 249
38,2
3 058 282
45,2
2 587 573
45,1
2 161 619
46,9
(16,0)
1 056 393
(23,9)
643 468
(17,7)
583 277
(22,7)
Taux d’actualisation de 4 %
Coûts directs
Coûts indirects
1 437 892
890 518
(32,3)
495 242
(30,9)
679 325
(32,1)
495 243
(30,9)
2 328 411
(23,1)
1 551 636
(26,3)
1 322 789
(25,8)
1 078 520
(26,7)
Coûts directs
2 049 089
19,8
1 569 131
13,0
896 299
14,6
847 909
12,3
Coûts indirects
1 399 792
6,4
775 979
8,2
1 065 542
6,5
775 979
8,2
Coûts totaux
3 448 881
14,0
2 345 110
11,4
1 961 841
10,0
1 623 888
10,3
Coûts totaux
Âge moyen de 25 ans
Âge moyen de 45 ans
Coûts directs
1 314 480
(23,2)
1 172 657
(15,6)
661 964
(15,4)
643 373
(14,8)
Coûts indirects
1 175 364
(10,6)
618 796
(13,7)
874 421
(12,6)
618 796
(13,7)
Coûts totaux
2 489 844
(17,7)
1 791 453
(14,9)
1 536 385
(13,8)
1 262 169
(14,3)
Facteur de pondération relatif à la perte de productivité
a
Coûts directs
1 710 776
0,0
1 388 715
(0,0)
782 036
(0,0)
754 835
-
Coûts indirects
1 601 022
21,7
848 373
18,3
1 229 675
22,9
717 096
-
Coûts totaux
3 311 798
9,4
2 237 088
6,2
2 011 711
12,8
1 471 931
-
Soins auxiliaires - heures ou taux salarial (+ 25 %)
Coûts directs
1 966 131
14,9
1 588 113
14,4
855 641
9,4
860 472
14,0
Coûts indirects
1 315 252
0,0
717 096
(0,0)
1 000 662
(0,0)
717 096
(0,0)
Coûts totaux
3 281 383
8,4
2 305 209
9,5
1 856 303
4,1
1 577 568
7,2
1 189 318
(14,4)
708 432
(9,4)
649 198
(14,0)
Soins auxiliaires - heures ou taux salarial (2 25 %)
Coûts directs
1 455 421
(14,9)
Coûts indirects
1 315 252
0,0
Coûts totaux
2 770 673
(8,4)
717 096
(0,0)
1 000 662
(0,0)
717 096
(0,0)
1 906 414
(9,5)
1 709 094
(4,1)
1 366 294
(7,2)
Soins auxiliaires - heures et taux salarial (+ 25 %)
Coûts directs
2 285 324
33,6
1 837 360
32,3
947 646
21,2
992 518
Coûts indirects
1 315 252
0,0
717 096
(0,0)
1 000 662
(0,0)
717 096
31,5
(0,0)
Coûts totaux
3 600 576
19,0
2 554 456
21,3
1 948 308
9,3
1 709 614
16,1
1 039 769
(25,1)
653 228
(16,5)
569 970
(24,5)
Soins auxiliaires - heures et taux salarial (2 25 %)
Coûts directs
1 263 904
(26,1)
Coûts indirects
1 315 252
0,0
Coûts totaux
2 579 156
(14,8)
717 096
(0,0)
1 000 662
(0,0)
717 096
(0,0)
1 756 865
(16,6)
1 653 890
(7,2)
1 287 066
(12,6)
1 408 801
1,4
Nombre d’hospitalisations par année ou DMS (+ 25 %)
Coûts directs
1 726 944
0,9
796 642
1,9
763 577
1,2
Suite page suivante
$
137
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
TABLEAU 4 (Suite)
Fardeau économique à vie lié aux traumatismes de la moelle épinière
Analyse de sensibilité
en dollars canadiens de 2011
Tétraplégie
Complète ($)
% de
changement
Paraplégie
Incomplète ($)
% de
changement
Complète ($)
% de
changement
Incomplète ($)
% de
changement
Coûts indirects
1 315 252
0,0
717 096
(0,0)
1 000 662
(0,0)
717 096
(0,0)
Coûts totaux
3 042 196
0,5
2 125 897
1,0
1 797 304
0,8
1 480 673
0,6
1 367 870
(1,5)
766 795
(1,9)
745 762
(1,2)
Nombre d’hospitalisations par année ou DMS (2 25 %)
Coûts directs
1 693 754
(1,0)
Coûts indirects
1 315 252
0,0
Coûts totaux
3 009 006
(0,6)
717 096
(0,0)
1 000 662
(0,0)
717 096
(0,0)
2 084 966
(1,0)
1 767 457
(0,9)
1 462 858
(0,6)
Nombre d’hospitalisations par année et DMS (+ 25 %)
Coûts directs
1 749 076
2,2
1 435 616
3,4
816 330
4,4
775 248
2,7
Coûts indirects
1 315 252
0,0
717 096
(0,0)
1 000 662
(0,0)
717 096
(0,0)
Coûts totaux
3 064 328
1,3
2 152 712
2,2
1 816 992
1,9
1 492 344
1,4
1 352 237
(2,6)
755 363
(3,4)
738 957
(2,1)
Nombre d’hospitalisations par année et DMS (2 25 %)
Coûts directs
1 680 987
(1,7)
Coûts indirects
1 315 252
0,0
Coûts totaux
2 996 239
(1,0)
717 096
(0,0)
1 000 662
(0,0)
717 096
(0,0)
2 069 333
(1,7)
1 756 025
(1,5)
1 456 053
(1,1)
Nombre de consultations d’un PS par année ou coût moyen par consultation (+ 25 %)
Coûts directs
1 746 086
2,1
1 431 768
3,1
804 389
2,9
771 925
2,3
Coûts indirects
1 315 252
0,0
717 096
(0,0)
1 000 662
(0,0)
717 096
(0,0)
Coûts totaux
3 061 338
1,2
2 148 864
2,0
1 805 051
1,3
1 489 021
1,2
759 683
(2,9)
737 744
(2,3)
Nombre de consultations d’un PS par année ou coût moyen par consultation (2 25 %)
Coûts directs
1 675 465
(2,1)
Coûts indirects
1 315 252
0,0
Coûts totaux
2 990 717
(1,2)
1 345 662
(3,1)
717 096
(0,0)
1 000 662
(0,0)
717 096
(0,0)
2 062 758
(2,0)
1 760 345
(1,3)
1 454 840
(1,2)
Nombre de consultations d’un PS par année et coût moyen par consultation (+ 25 %)
Coûts directs
1 790 225
4,6
1 485 584
7,0
832 330
6,4
793 289
5,1
Coûts indirects
1 315 252
0,0
717 096
(0,0)
1 000 662
(0,0)
717 096
(0,0)
Coûts totaux
3 105 477
2,6
2 202 680
4,6
1 832 992
2,8
1 510 385
2,6
742 918
(5,0)
724 926
(4,0)
Nombre de consultations d’un PS par année et coût moyen par consultation (2 25 %)
Coûts directs
1 648 982
(3,6)
Coûts indirects
1 315 252
0,0
Coûts totaux
2 964 234
(2,0)
1 313 372
(5,4)
717 096
(0,0)
1 000 662
(0,0)
717 096
(0,0)
2 030 468
(3,6)
1 743 580
(2,2)
1 442 022
(2,0)
Abréviations : DMS, durée moyenne du séjour; PS, professionnel de la santé.
a
Tétraplégie complète : 0,75; paraplégie complète : 0,65; tétraplégie incomplète : 0,55; paraplégie incomplète : 0,45.
l’approche du capital humain, qui consiste
à combiner les revenus moyens selon le
sexe et l’âge avec les tendances en matière
de productivité et les années de vie
perdues en raison d’une maladie spécifique pour estimer les revenus non réalisés
à vie. Une importante critique de cette
méthode provient du fait qu’elle accorde
plus de valeur aux années de vie perdues
par des personnes ayant un potentiel de
revenu plus élevé (p. ex. hommes de 35 à
55 ans) que celles ayant un potentiel
moins élevé (p. ex. femmes de 75 ans et
plus)33. Le travail non rémunéré et le
temps de loisirs ne sont de fait pas
expressément pris en compte dans
l’approche du capital humain34.
Pour le calcul des coûts indirects, nous
avons suivi une approche du capital
humain modifiée, selon laquelle on
attribue une valeur explicite au temps
non rémunéré. Cette approche a consisté
à attribuer une valeur de 47 834 $
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
138
(salaire annuel moyen au Canada en
2011) à chaque AVAQ perdue. Plusieurs
chercheurs ont suggéré d’attribuer une
valeur au temps non rémunéré dans
l’approche du capital humain35,36 pour
contrer la tendance inhérente de cette
approche à sous-évaluer l’impact d’une
maladie ou d’une blessure chez les
personnes âgées à la retraite, les personnes handicapées et les personnes qui
choisissent de ne pas exercer d’emploi
rémunéré.
Cao et collab.4 ont récemment estimé les
coûts directs (par opposition aux frais) à
vie moyens aux États-Unis pour une
blessure survenue à l’âge de 25 ans et
selon un taux d’actualisation de 2 %. Ces
coûts variaient de 1,10 million de dollars
(dollars US en 2009) pour une blessure de
type D selon l’échelle de déficience de
l’American Spinal Injury Association
(ASIA) à n’importe quel niveau à 3,41 millions de dollars pour une blessure de type
A, B ou C au niveau (vertèbre) C1 à C44.
En utilisant les mêmes grandes hypothèses
(blessure survenue à l’âge de 25 ans, taux
d’actualisation de 2 % ), nous arrivons à
une valeur actuelle des coûts directs
moyens à vie qui varie de 0,85 à 2,05 milliards de dollars, soit d’environ 23 à 40 %
moins élevée que l’estimation pour les
États-Unis.
Cette différence peut être attribuable au
coût global plus élevé des prestations de
soins de santé aux États-Unis, ce qui
s’explique par une combinaison de prix
plus élevés, des coûts administratifs indirects, l’utilisation d’équipement très coûteux et la pratique d’une « médecine
défensive » en raison du régime juridique
de responsabilité délictuelle propre aux
États-Unis. Il est estimé que les frais
excédentaires aux États-Unis sont environ
40 % plus élevés que ceux des pays
étrangers utilisés comme points de comparaison38.
estimation beaucoup plus basse (de 702 à
2 928 heures par année), celle de l’étude
basée sur la population de Berkowitz et
collab.14, et nous avons appliqué le tarif de
17,52 $ de l’heure aux heures rémunérées
et non rémunérées. Des estimations détaillées des coûts de soins auxiliaires au sein
de la population canadienne atteinte d’un
TME sont nécessaires, en grande partie
parce que ces coûts représentent le plus
grand facteur générateur de coûts directs.
En dernier lieu, il faut souligner la
différence entre l’utilisation de la prévalence dans les établissements plutôt que la
prévalence dans la population. Dans les
études fondées sur la population menées
au Canada et aux États-Unis, la proportion
de personnes atteintes d’un TME avec
tétraplégie complète ou paraplégie complète est similaire au sein de la population,
soit respectivement de 7 à 8 % et de 10 à
12 %, alors que la prévalence de tétraplégie complète ou de paraplégie complète
chez les personnes atteintes d’un TME
recevant des soins offerts par le U.S.
Model System a tendance à être beaucoup
plus élevée, soit respectivement de 24 %
et de 27 %10,12. Il est important de tenir
compte de cette surpondération des blessures plus graves, surtout dans l’estimation du fardeau économique annuel lié
aux TME.
Hans Krueger et Logan Trenaman ont reçu
du financement de l’institut Rick Hansen
pour effectuer leur travail. Vanessa
Noonan, Phalgun Joshi et Carly Rivers
travaillent à l’Institut Rick Hansen.
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Conclusion
La différence peut également être attribuable à la façon de quantifier les soins
auxiliaires. DeVivo et collab.5 ont estimé
que les heures annuelles en soins auxiliaires à partir de la deuxième année
suivant la blessure s’élevaient à 1 124
pour une blessure de type D selon l’échelle
de déficience de l’ASIA à n’importe quel
niveau, et à 5 453 pour les blessures de
type A, B ou C au niveau C1-C45. Chaque
heure, rémunérée ou non, a été évaluée à
21,00 $ (dollars US en 2009). Le nombre
d’heures par année semble avoir été
déterminé « à partir d’auto-déclarations
de toutes les personnes figurant dans la
base de données du National Spinal Cord
Injury Statistical Center (NSCISC) qui ont
rempli une évaluation de suivi annuel
entre 2000 et 2006 et fourni toutes les
données demandées pour ce point »
[traduction]5,p.4. Nous avons utilisé une
À notre connaissance, cette étude représente la première tentative de quantification du fardeau économique lié aux TME
au Canada. Malgré le nombre relativement
faible de blessures par année, le fardeau
économique annuel, soit 2,67 milliards de
dollars, est très lourd. Il est possible
d’alléger ce fardeau en prévenant certains
nouveaux cas, en améliorant les capacités
des patients39 ou encore en évitant les
complications secondaires (par des améliorations fonctionnelles ou par une meilleure gestion) après la survenue de la
blessure.
Remerciements
L’étude a été financée par l’institut Rick
Hansen et Santé Canada.
$
139
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Quantifier l’utilisation que les Canadiens font d’Internet
comme source d’information sur la modification de certains
comportements, identifiés comme facteurs de risque
modifiables du cancer
C. G. Richardson, Ph. D.; L. G. Hamadani, M.H.P.; C. Gotay, Ph. D.
Cet article a fait l’objet d’une évaluation par les pairs.
Résumé
Introduction : La présente étude visait à quantifier la fréquence à laquelle les Canadiens
consultent Internet pour trouver des renseignements sur la modification de
comportements qui sont des facteurs de risque modifiables du cancer, et à déterminer
le moment choisi pour effectuer leurs recherches.
Méthodologie : Nous avons utilisé l’outil générateur de mots clés Keywords du
programme AdWords de Google pour estimer le nombre de recherches effectuées sur
Internet au Canada entre juillet 2010 et mai 2011 pour trouver des renseignements
associés aux mots clés anglais « physical activity/exercise », « healthy eating/weight loss »
et « quit smoking ».
Résultats : Dans le cas de « physical activity/exercise », 663 mots clés connexes ont
donné lieu à 117 951 699 recherches. Pour ce qui est de « healthy eating/weight loss »,
687 termes apparentés ont conduit à 98 277 954 recherches. « Quit smoking » a été
associé à 759 mots clés, qui ont mené à 31 688 973 recherches. Toutes ces recherches ont
atteint un pic en janvier 2011.
Conclusion : De nombreux Canadiens font, surtout en janvier, des recherches sur
Internet à propos de certains changements de comportements de santé. Ces changements
étant susceptibles de favoriser la prévention du cancer, les principaux intervenants dans
ce domaine devraient en tirer profit, définir des priorités en matière de transfert des
connaissances et travailler avec les organismes de santé à l’élaboration de stratégies
fondées sur des données probantes, stratégies favorisant l’utilisation d’Internet pour
encourager ces changements de comportement.
Mots-clés : cancer, prévention, Internet, perte de poids, activité physique, tabagisme,
saine alimentation
Introduction
Le tabagisme, la consommation d’alcool,
une mauvaise alimentation et un mode de
vie sédentaire constituent les principaux
facteurs de risque modifiables du cancer1-3,
et plus de 30 % des cancers pourraient être
évités en apportant les changements néces-
saires à son style de vie de manière à
éliminer ces facteurs de risque4. Cette
possibilité de prévention du cancer a
poussé de nombreux organismes de santé
à privilégier les activités qui favorisent des
changements à long terme dans ces comportements, comme la diminution de la
consommation de tabac et de l’exposition
au tabac, la diminution de la consommation d’alcool, la réduction de l’embonpoint
et de l’obésité, l’adoption d’une meilleure
alimentation et l’augmentation de l’activité
physique4-6.
Pour bien des gens, Internet est un outil
privilégié d’information actualisée sur la
santé7. Selon un rapport de Statistique
Canada, 80 % des Canadiens âgés de
16 ans et plus (21,7 millions de personnes)
ont consulté Internet à des fins personnelles en 2009, une augmentation de 8 %
par rapport à 2007 et de 12 % par rapport
à 20058,9. De plus, la recherche d’information sur des maladies données ou sur des
aspects du mode de vie a augmenté de
11 % : 70 % des Canadiens utilisant
Internet à la maison disent le faire pour
trouver de l’information sur la santé,
comparativement à 59 % en 20078,9.
Même si cette augmentation est explicable
en partie par une tendance générale
croissante à l’utilisation d’Internet à des
fins de recherche, la publicité entourant
l’émergence de la grippe H1N1 ayant
donné lieu à la pandémie de juin 200910
peut aussi avoir joué un rôle. La diffusion
de l’utilisation d’Internet auprès du public
a incité certains chercheurs en santé à
utiliser les changements dans l’activité de
recherche d’information sur Internet
comme des indic/ateurs des changements
de comportement liés à la santé, à l’état de
santé et à l’attitude du public à l’égard des
activités de promotion de la santé11.
Pour profiter de l’opportunité de transmettre des renseignements au public de façon
Rattachement des auteurs :
School of Population and Public Health, Université de la Colombie-Britannique (Colombie-Britannique), Canada
Correspondance : Chris G. Richardson, School of Population and Public Health, University of British Columbia, 2206 East Mall, Vancouver (Colombie-Britannique), V6T 1Z3; tél. : 604-8274023; téléc. : 604-822-4994; courriel : chris.richardson@ubc.ca
$
141
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
efficace et efficiente, il faut d’abord se
pencher sur les méthodes que celui-ci utilise
pour trouver de l’information sur la santé
(c.-à-d. le moment choisi pour effectuer une
recherche et les termes de recherche souvent utilisés). Même s’il existe plusieurs
moteurs de recherche, celui mis au point et
exploité par Google domine le monde de la
recherche Internet depuis plus de cinq ans.
Des 137 milliards de requêtes estimées
effectuées aux États-Unis en 2008, 85 milliards l’ont été à partir de Google; des
données similaires sont observées pour les
recherches effectuées à l’échelle mondiale12. Les sites de Google (c.-à-d. google
.ca et google.com) se classent au premier
rang des moteurs de recherche utilisés au
Canada, ayant contribué par exemple pour
81 % au volume total des recherches
effectuées au Canada au cours des
12 semaines précédant le 2 juillet 201113.
Notre étude visait à déterminer la fréquence et le moment choisi des recherches
sur Internet portant sur certains facteurs
de risque modifiables associés au cancer :
un mode de vie sédentaire, l’embonpoint
et le tabagisme.
Méthodologie
Nous avons utilisé l’outil générateur de
mots clés Keywords du programme
Google AdWords14 et l’outil Google
Insight15 pour obtenir des données sur la
fréquence et le moment des recherches
effectuées à l’aide de trois ensembles
distincts de termes de recherche. Google
Keywords est un outil en ligne gratuit de
Google qui, à partir d’un ou plusieurs
termes de recherche saisis par l’utilisateur,
fournit une liste de tous les mots clés que
Google a sélectionnés comme pertinents
pour obtenir l’information recherchée. Il
donne également le volume moyen des
recherches effectuées au cours des
12 derniers mois dans le monde et dans
certaines zones ciblées, ainsi que le
nombre de recherches mensuelles effectuées au cours des 11 mois précédents.
L’outil permet aussi aux utilisateurs de
préciser la recherche de mots clés en
fonction du pays, de la langue et de la
catégorie (p. ex. santé, affaires, etc.).
Le 14 juillet 2011, nous avons effectué
trois recherches distinctes portant sur la
période allant de juillet 2010 à mai 2011, à
partir des trois groupes de termes anglais
suivants : « physical activity/exercise » (en
lien avec le comportement sédentaire),
« healthy eating/weight loss » (en lien
avec l’embonpoint et à l’obésité) et « quit
smoking » (en lien avec l’abandon du
tabagisme) en indiquant « Canada », « all
languages » et « all categories ». Trois
analystes indépendants (C.R., L.H., C.G.)
spécialisés en santé publique et en prévention du cancer ont évalué les mots clés
que Google a associé à chacun des termes
et se sont entendus sur les termes à inclure
dans les calculs de fréquence. Ils ont
éliminé les termes qui ne semblaient avoir
aucun lien direct avec les comportements
de santé associés à la prévention du
cancer. Lorsqu’il y avait des doutes concernant un mot clé donné, le terme était
tapé dans le moteur de recherche de
Google et les résultats étaient analysés.
Comme 90 % des utilisateurs ne consultent que les trois premières pages de
résultats16, nous avons éliminé tous les
termes qui ne produisaient aucune information sur les comportements associés à
la prévention du cancer dans ces pages.
De son côté, Google Insight a fourni les
tendances 2004-2011 pour nos trois termes
de recherche. Cet outil détaille les caractéristiques des recherches en fonction de
la région, de la catégorie et du moment de
la recherche mais, même si les tendances
englobent les recherches effectuées au
moyen des principaux mots clés, il n’indique aucune fréquence absolue : le nombre
total de recherches mensuelles est normalisé et le mois où le maximum de
recherches a été effectué sert de référence
(c.-à-d. que la fréquence des recherches
pour chaque mois est présentée comme un
pourcentage du mois où ce maximum a
été effectué)17.
Résultats
La recherche dans l’outil générateur de
mots clés Keywords du programme
AdWords de Google au moyen des termes
« physical activity/exercise » a produit
799 termes uniques. Après avoir éliminé
les termes qui n’avaient aucun lien avec la
prévention du cancer (p. ex. « kegel
exercises »), il est resté 663 termes, pour
un total de 117 951 699 recherches au
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
142
cours des 11 mois précédents. Les trois
groupes de mots les plus utilisés étaient
les suivants : « LA Fitness » (un programme de conditionnement physique
fondé en Californie qui compte des centres
d’entraı̂nement au Canada et aux ÉtatsUnis; 17 620 000 recherches), « how to
exercise » (11 909 000 recherches)
et « why exercise » (11 909 000
recherches). Les recherches mensuelles
ont atteint leur pic en janvier 2011
(15 333 720 recherches), soit 13 % de
toutes les recherches effectuées au cours
de la période à l’étude, et leur creux en
juillet 2010 (voir figure 1, graphique du
haut). Les résultats pour 2004-2011 ont
montré un pic chaque année en janvier
(voir figure 1, graphique du bas).
La recherche dans l’outil générateur de
mots clés Keywords du programme
AdWords de Google au moyen des termes
« healthy eating/weight loss » a généré
803 termes uniques. Après l’analyse de ces
termes et l’élimination des termes non
pertinents (p. ex. « dinner recipes » et
« diabetic diet »), il est resté 687 termes de
recherche relatifs aux comportements associés à la prévention du cancer. Entre
juillet 2010 et mai 2011, ces termes ont
servi dans 98 277 954 recherches. Les trois
mots clés les plus utilisés ont été les
suivants : « LA Weight Loss » (un
programme de perte de poids fondé en
Californie; 15 868 000 recherches),
« weight loss » (7 934 000 recherches) et
« how to lose weight » (7 415 000
recherches). Les recherches ont atteint
leur pic à 13,8 %, en janvier (13 529 551
recherches), tandis que c’est en juillet
qu’elles ont été les moins nombreuses, à
6,8 % (voir figure 2, graphique du haut).
Google Insight a révélé des pics semblables tous les ans en janvier entre 2004 et
2011. Nous avons également noté une
augmentation marquée des recherches
pendant la semaine du 23 au 29 mai
2010 (voir figure 2, graphique du bas).
La recherche dans l’outil générateur de
mots clés Keywords du programme
AdWords de Google au moyen des termes
« quit smoking » a produit 793 termes
de recherche uniques. De ce nombre,
34 termes non pertinents ont été éliminés
(p. ex. « smoking weed »). Au cours des
11 mois à l’étude, 31 688 973 requêtes ont
FIGURE 1
Nombre estimatif de recherches mensuelles effectuées entre juillet 2010 et mai 2011 (graphique du haut) et tendance des recherches entre
janvier 2004 et janvier 2011 (graphique du bas) pour les termes « physical activity/exercise »
Nombre total de recherches
(en millions)
Recherches effectuées au Canada en 2010-2011 à partir des mots clés suivants : « physical activity/exercise »
15
14
13
12
11
10
9
8
juillet 2010
août 2010
sept 2010
oct 2010
nov 2010
déc 2010
janvier 2011 février 2011
mars 2011
avril 2011
mai 2011
Mois
Nombre normalisé de
recherches (en %)
Recherches effectuées au Canada sur Internet (Insights) pour les termes « physical activity/exercise »
100
80
60
janvier 2004
janvier 2005
janvier 2006
janvier 2007
janvier 2008
janvier 2009
janvier 2010
janvier 2011
Semaine
été effectuées à partir des 759 termes
restants. Les trois termes de recherche
les plus populaires ont été : « how to quit
smoking » (842 500 recherches), « why
quit smoking » (842 500 recherches) et « I
quit smoking » (842 500 recherches). Les
recherches les plus nombreuses ont eu
lieu en janvier 2011 (13,5 % de toutes les
recherches, voir figure 3, graphique du
haut). Google Insight a révélé des pics
similaires tous les ans en janvier entre
2004 et 2011 (voir figure 3, graphique du
bas).
Analyse
Les résultats de la présente étude montre
que les Canadiens sont nombreux à se
tourner vers Internet pour obtenir de
l’information la façon de modifier les
facteurs reliés au style de vie qui sont
associés au cancer. Parmi les trois termes
de recherche choisis, c’est « physical
activity/exercise » (pour ce qui est du
mode de vie sédentaire) qui a donné lieu
au nombre le plus élevé de recherches,
suivi de « healthy eating / weight loss »
(en ce qui concerne l’embonpoint et
l’obésité) et de « quit smoking » (pour
l’arrêt du tabagisme). Tous ces termes ont
montré des variations au cours de l’année,
en particulier des augmentations marquées du volume de recherches en janvier.
Nous supposons que cette tendance a
quelque chose à voir avec les résolutions
du Nouvel An : des études antérieures ont
révélé que près de 50 % des Américains
modifient leur comportement à ce moment
de l’année dans le but de perdre du poids,
de cesser du fumer ou de faire de
l’exercice18. Ce phénomène pourrait offrir
une occasion en or de mettre en œuvre des
campagnes de santé et des interventions
saisonnières en ligne.
Nous supposons que le volume de
recherches élevé à partir du terme « LA
Fitness » en lien avec « physical activity/
exercise » est venu du fait que cette
chaı̂ne multinationale de centres privés
$
143
de conditionnement physique a organisé
une campagne publicitaire en ligne pour
faire la promotion de ses centres19. Nous
avons également observé une augmentation marquée des recherches pour
« healthy eating/weight loss » pendant la
semaine du 23 au 29 mai 2010 (voir
figure 2, graphique du bas), mais nous
n’avons pu identifier aucune activité de
promotion de la santé20 ni de manchette21
susceptible d’expliquer cette augmentation subite des recherches. Toutefois, le
dernier épisode de la neuvième saison de
« The Biggest Loser », une émission de
téléréalité mettant en vedette des personnes obèses qui se font concurrence
dans le but d’obtenir des prix en argent en
perdant le pourcentage le plus élevé de
leur poids initial, a été diffusé le 25 mai
2010. L’émission a attiré environ 9,4 millions de téléspectateurs22. Bien que
l’augmentation marquée de recherches
pour « healthy eating/weight loss » ait pu
être attribuable à la diffusion de cette
émission, il est également possible qu’elle
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
FIGURE 2
Nombre estimatif de recherches mensuelles effectuées entre juillet 2010 et mai 2011 (graphique du haut) et tendance des recherches entre
janvier 2004 et janvier 2011 (graphique du bas) pour le terme « healthy eating/weight loss »
: Nombre total de recherches
(en millions)
Recherches effectuées au Canada en 2010-2011 à partir des mots clés suivants : « healthy eating/weight loss »
13
12
11
10
9
8
7
juillet 2010
août 2010
sept 2010
oct 2010
nov 2010
déc 2010
janvier 2011 février 2011
mars 2011
avril 2011
mai 2011
Mois
Nombre normalisé de
recherches (en %)
Recherches effectuées au Canada sur Internet (Insights) pour les termes « healthy eating/weight loss »
100
80
60
40
janvier 2004
janvier 2005
janvier 2006
janvier 2007
janvier 2008
janvier 2009
janvier 2010
janvier 2011
Semaine
représente une tendance saisonnière. Une
recherche approfondie est nécessaire pour
déterminer si c’est le cas, et si par
conséquent il s’agirait d’un moment privilégié de l’année pour promouvoir les
comportements de santé liés à la prévention du cancer.
Un grand nombre de Canadiens (plus de
15 millions en 2009)8 cherchant à obtenir
de l’information sur la santé en utilisant
Internet, il ne faudrait pas rater cette
occasion de promouvoir les changements
de comportement dont on sait qu’ils
diminuent l’influence des facteurs de
risque
modifiables
du
cancer.
L’information sur la santé trouvée en ligne
a le pouvoir d’influencer les comportements. Par exemple, plus de 70 % des
utilisateurs d’Internet indiquent que
l’information sur la santé qu’ils trouvent
en ligne influence une décision de traitement7,9. De plus, l’accès à de l’information
fiable est lié à une « [traduction] diminution de l’anxiété, à une augmentation du
sentiment d’auto-efficacité et à une réduction du recours aux soins ambulatoires »23.
Même si Internet regorge d’information
utile sur la santé, une bonne partie du
contenu n’est pas fondé sur des données
probantes, comme l’illustre l’exemple des
vidéos sur l’abandon du tabac que l’on
retrouve sur le site YouTube.com24.
Forces et limites
Notre étude comporte plusieurs limites.
Premièrement, le volume des recherches
mensuelles est une estimation fournie par
Google et ne reflète pas le nombre réel de
recherches effectuées pour chaque terme.
Deuxièmement, il est impossible de déterminer combien de personnes différentes
ont mené des recherches, certaines pouvant en avoir faites plusieurs et d’autres
une seule. Dans certains cas, nous n’avons
pas été capables de déterminer si un terme
de recherche connexe a été utilisé pour
obtenir des renseignements précis sur le
concept à l’étude. Par exemple, il se peut
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
144
que des personnes ayant effectué une
recherche à l’aide du terme « weight loss »
n’aient pas cherché nécessairement de
l’information sur la façon de perdre du
poids, mais plutôt des explications pour une
perte de poids subite. Toutefois, la plupart
des termes, en particulier les plus fréquents,
semblaient directement liés à notre objectif
d’étude. Enfin, les trois ensembles de
termes examinés ici n’englobaient pas tout
le contenu relatif aux facteurs de risque
modifiables associés à la prévention du
cancer, notamment la réduction de la
consommation d’alcool, l’exposition à des
rayons ultraviolets et au rayonnement
ionisant et l’exposition professionnelle.
Une recherche approfondie est nécessaire
pour examiner l’activité de recherche sur
Internet liée à ces autres facteurs de risque
modifiables.
Conclusion
L’importance croissante d’Internet, à la
fois sur le plan de l’accès et celui du
FIGURE 3
Nombre estimatif de recherches mensuelles effectuées entre juillet 2010 et mai 2011 (graphique du haut) et tendance des recherches entre
janvier 2004 et janvier 2011 (graphique du bas) pour le terme « quit smoking »
Nombre total de recherches
(en millions)
Recherches effectuées au Canada en 2010-2011 à partir du mot clé suivant : « quit smoking »
4
3.5
3
2.5
juillet 2010
août 2010
sept 2010
oct 2010
nov 2010
déc 2010
janvier 2011 février 2011
mars 2011
avril 2011
mai 2011
Mois
Nombre normalisé de
recherches (en %)
Recherches effectuées au Canada sur Internet (Insights) pour le terme « quit smoking »
100
80
60
40
20
janvier 2004
janvier 2005
janvier 2006
janvier 2007
janvier 2008
janvier 2009
janvier 2010
janvier 2011
Semaine
contenu, représente une occasion en or
pour les organismes de prévention du
cancer de transmettre de l’information et
des ressources fondées sur des données
probantes. Les interventions en ligne
relatives à des questions de santé comme
le tabagisme, la nutrition et l’activité
physique sont de plus en plus populaires25,26 : ne serait-ce qu’en 2010, les
mots clés et les termes reliés à l’étude ont
été associés à plus de 240 millions de
recherches. La popularité croissante des
nouvelles interfaces (p. ex. applications
pour téléphones intelligents et tablettes)
constitue une possibilité supplémentaire
de rejoindre la population de façon interactive. Les tendances que nous avons
identifiées encouragent à explorer de
nouvelles façons d’adapter l’information
contenue sur Internet à propos de l’activité
physique, de l’abandon du tabagisme et de
la saine alimentation en fonction du
moment de l’année, par exemple par
l’entremise du programme Vivez sainement de la Société canadienne du cancer.
Les principaux intervenants dans le
domaine de la prévention du cancer, en
particulier la Société canadienne du cancer, le Partenariat canadien contre le
cancer et la British Columbia Cancer
Agency, devraient définir les priorités en
matière de transfert des connaissances
grâce à Internet et travailler avec les
organismes de santé communautaires et
les autorités sanitaires provinciales afin
d’élaborer des stratégies fondées sur des
données probantes qui favorisent la modification des comportements liés à des
facteurs de risque modifiables du cancer.
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Blessures associées aux jeux gonflables traitées dans des
services d’urgence au Canada, 1990-2009
S. R. McFaull, M. Sc. (1); G. Keays, M. Sc. (2)
Cet article a fait l’objet d’une évaluation par les pairs.
Résumé
Introduction : Les jeux gonflables, à savoir des structures de jeu alimentées par une
soufflerie, ont récemment gagné en popularité. Cette étude visait à décrire
l’épidémiologie des blessures liées aux jeux gonflables traitées dans des services
d’urgence au Canada.
Méthodologie : Le Système canadien hospitalier d’information et de recherche en
prévention des traumatismes (SCHIRPT) est un système de surveillance des blessures et
des intoxications mis en œuvre dans le service d’urgence de 4 hôpitaux généraux et des
11 hôpitaux pour enfants du Canada. Nous avons consulté le SCHIRPT pour trouver des
cas de blessures associées aux jeux gonflables commerciaux.
Résultats : Nous avons recensé 674 cas sur la période de surveillance de 20 ans, et nous
avons observé une augmentation annuelle moyenne de 24,6 % (IC à 95 % : 21,6 à 27,7)
pendant cette période. Les enfants de 2 à 9 ans étaient le plus fréquemment touchés
(59,3/100 000 cas figurant dans le SCHIRPT), et les fractures représentaient 34,5 % des
blessures subies.
Conclusion : Nous avons observé une augmentation marquée, au cours des dernières
années, des visites aux services d’urgence pour des blessures associées à des jeux
gonflables commerciaux. On pourrait agir sur les mécanismes lésionnels en modifiant la
conception des produits et en s’assurant que les entreprises œuvrant dans le domaine
resserrent leurs pratiques.
Mots-clés : prévention des traumatismes, surveillance des traumatismes, jeux gonflables,
SCHIRPT, sécurité des produits
Introduction
Les jeux gonflables, à savoir des structures
de jeu alimentées par une soufflerie, ont
gagné en popularité depuis quelques
années. Il existe une grande variété de jeux
gonflables, mais on peut les regrouper en
cinq catégories : les sautoirs, les glissoires,
les jeux interactifs (lutte, boxe, bungee), les
parcours d’obstacles et les murs d’escalade1.
D’un point de vue économique, ce secteur
d’activité est potentiellement lucratif en
raison du faible investissement initial néces-
saire et de la demande croissante1. Il existe
des normes à l’échelle internationale et à
l’échelle nationale2-4 mais, à l’exception de
l’Australie, l’application de ces normes n’est
pas exigée par la loi. Au Canada, seule la
soufflerie électrique est soumise aux normes
du Conseil canadien des normes. La norme
régissant les aires et l’équipement de jeu
destinés aux enfants (CAN/CSA-Z614-07)
ne s’applique pas aux jeux gonflables5.
Aux États-Unis, la Consumer Product
Safety Commission (CPSC) a signalé une
augmentation des blessures associées aux
jeux gonflables. Environ 1 300 incidents
(non liés au travail) sont survenus en
1997, tandis qu’on en comptait 4 900 en
20046. Ce dernier nombre a été récemment
révisé à 6 101, puis est passé à 8 348 en
2007, selon une note de service de la
CPSC7. L’étude la plus récente à avoir eu
recours à la même source de données a
permis de calculer des taux estimatifs pour
1990-20108. Dans l’étude en question, on a
observé une augmentation d’un facteur 15
du nombre et du taux de blessures entre
1995 et 2010, le nombre d’incidents étant
estimé à 11 311 en 20108. Selon la CPSC, il
y a également eu 8 décès liés à l’utilisation
de jeux gonflables dans un contexte autre
que professionnel entre 2001 et 20071,7. À
part les rapports de surveillance publiés par
la CPSC, la littérature sur les blessures liées
aux jeux gonflables portant sur d’autres
pays, y compris le Canada, est rare9-19.
L’industrie des jeux gonflables est également en croissance au Canada : en
décembre 2011, on comptait plus de 100
entreprises offrant des services de location
de jeux gonflables dans les Pages Jaunes,
un répertoire national d’entreprises consultable sur Internet. En effectuant une
recherche rétrospective en anglais à l’aide
du moteur de recherche Google Canada
(en combinant les mots-clés rental et
inflatable, ainsi que rental et bouncy)
nous avons constaté une augmentation
marquée des occurrences à partir de 2008.
Mis à part le signalement d’un décès1,20, il
n’y a pas eu d’études sur les blessures
associées aux jeux gonflables au Canada.
Deux des objectifs majeurs du principal
système de surveillance des blessures au
Canada, à savoir le Système canadien
Rattachement des auteurs :
1. Section des blessures et de la violence envers les enfants, Division de surveillance de la santé et de l’épidémiologie, Centre de prévention des maladies chroniques, Agence de la santé
publique du Canada, Ottawa (Ontario), Canada
2. Hôpital de Montréal pour enfants, Service des dossiers médicaux, Montréal (Québec), Canada
Correspondance : Steven R. McFaull, Agence de la santé publique du Canada, 200, promenade Églantine, Pré Tunney, I.A. 1910 D, Ottawa (Ontario) K1A 0K9; tél. : 613-946-0487; téléc. : 613941-9927; courriel : steven.mcfaull@phac-aspc.gc.ca
$
147
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
hospitalier d’information et de recherche
en
prévention
des
traumatismes
(SCHIRPT)21, sont de dégager les tendances en ce qui concerne les blessures
et les intoxications associées à des produits et de détailler les circonstances
entourant ces événements, dans le but
d’orienter les programmes de prévention
et d’atténuation des blessures.
Notre étude visait à décrire, pour les
enfants et les adolescents, l’épidémiologie
des blessures liées aux jeux gonflables
traitées dans des services d’urgence au
Canada et d’en caractériser les tendances.
Méthodologie
Source de données
Le SCHIRPT est un système de surveillance des blessures et des intoxications qui
recueille des données auprès des services
d’urgence de 4 hôpitaux généraux et des
11 hôpitaux pour enfants du Canada21,22.
En place depuis 1990, ce système fonctionne à partir d’une plate-forme Oracle et
compte actuellement environ 2,2 millions
d’enregistrements (cas de blessure).
Lorsqu’un enfant blessé, son parent ou
un autre adulte qui en a la charge se
présente à un service d’urgence participant au SCHIRPT, le personnel hospitalier
leur demande de remplir le recto d’un
formulaire de collecte de données du
SCHIRPT puis il remplit le verso du
formulaire avec les données cliniques.
Les renseignements recueillis sont : activité au moment de la blessure; activité
ayant mené à la blessure; cause directe de
la blessure; facteurs contributifs; moment
et endroit de l’événement; âge et sexe du
patient; description (partie du corps et
nature) des blessures (jusqu’à 3 types
différents par cas); traitement reçu à
l’urgence. Des champs permettent de
rédiger une description de manière à
préciser le codage et à indiquer les
événements rares et les produits de consommation. Les données recueillies sont
ensuite revues par le coordonnateur du
SCHIRPT de l’hôpital concerné, qui relève
toutes les omissions. Les formulaires
remplis sont transmis à l’Agence de la
santé publique du Canada, à Ottawa, afin
qu’une équipe de codage dûment formée
procède à la saisie de l’information. Bien
que la participation au SCHIRPT soit
limitée à un nombre restreint d’hôpitaux,
des recherches antérieures ont révélé que
les données recueillies par le programme
sont représentatives des tendances générales observées relativement aux blessures
subies par les jeunes au Canada23. Des
recherches antérieures ont également
rendu compte d’autres aspects méthodologiques du SCHIRPT24-28.
Sélection des cas
En octobre 2011, nous avons cherché,
dans la base de données du SCHIRPT, de
l’information sur les blessures liées aux
jeux gonflables survenues entre 1990 et
2009 (âge des victimes : 0 à 18 ans; 775
633 dossiers choisis au total). Les cas
étaient retenus 1) si le code associé aux
manèges et structures de jeu (code 610 du
SCHIRPT) figurait dans l’un des six
champs utilisés pour indiquer le facteur
contributif et 2) si les expressions
« INFLAT », « AIR CASTLE », « BOUNCY
CASTLE », « GONFLABLE » ou « MOON
WALKER » figuraient dans les champs
descriptifs (description de l’événement
lésionnel, produit, lieu). Comme les profils de blessure associés aux jeux gonflables résidentiels sont vraisemblablement
différents et que la présente étude portait
sur les grandes structures destinées à un
usage commercial, nous avons examiné
toutes les descriptions et nous les avons
triées en fonction du lieu de l’incident, ne
conservant que les cas ou l’enfant s’était
blessé dans une foire, un aréna, un parc
public, un centre commercial, un stationnement ou une aire de loisirs commerciale
(intérieure ou extérieure), ou encore dans
une cour ou un gymnase d’école (dans le
cadre d’une « journée de la famille » ou
d’une « journée d’orientation »). Les
incidents survenus dans une résidence
privée ou dans un lieu non précisé n’ont
été retenus que si la description indiquait
que la structure avait été louée (par
exemple pour une fête d’anniversaire).
Nous avons également exclu les matelas
gonflables et les jouets gonflables (y
compris les petits « sautoirs » d’intérieur).
Statistiques et analyse des données
Comme le SCHIRPT n’est pas fondé sur la
population, les données sont présentées
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
148
sous forme de proportions plutôt que sous
forme d’effectifs. Les effectifs selon l’âge,
le sexe et l’année sont rapportés à l’effectif
total dans la base de données (présenté
comme le nombre total de cas répertoriés
dans le SCHIRPT par 100 000 personnes
pour le groupe d’âge, le sexe ou l’année
donnés); le calcul se fait selon les formules
suivantes :
Age normalis
e{proportion selon le sexe
.
jeux gonflables
Na^SCHIRPT
|100 000
~ na^ge,sexe
ge,sexe
gonflables
où njeux
désigne le nombre de cas
a^ge,sexe
liés aux jeux gonflables pour le groupe
d’âge et le sexe donnés, et où Na^SCHIRPT
ge,sexe
désigne le nombre total de cas répertoriés
dans le SCHIRPT pour le même groupe
d’âge et le même sexe.
Proportion normalis
ee par ann
ee~
.
jeux gonflables
SCHIRPT
Nannee
|100 000
nannee
gonflables
où njeux
désigne le nombre de cas
ann
ee
liés aux jeux gonflables pour l’année
SCHIRPT
désigne le
indiquée, et où Nann
ee
nombre total de cas répertoriés dans le
SCHIRPT pour la même année.
Les variations observées d’une année à
l’autre, vraisemblablement attribuables à
la faible taille de l’échantillon, ont été
lissées par l’application aux proportions
normalisées d’une moyenne mobile centrée (MMC) à cinq points29.
Nous avons examiné les tendances temporelles des proportions annuelles normalisées de deux façons : nous avons calculé
la variation annuelle moyenne en pourcentage (VAMP) de la proportion normalisée
pendant la période visée (1990-2009) et
pendant la décennie la plus récente (20002009) avec des intervalles de confiance (IC)
à 95 % à l’aide de la formule suivante :
VAMP ~ eb {1 |100
où b désigne la pente d’une régression du
logarithme de la proportion normalisée en
fonction de l’année. Nous avons également séparé les données en deux blocs de
10 ans et les avons analysées en vue
d’établir les tendances d’une période à
l’autre (test du x2, p < 0,005). D’autres
résultats sont présentés sous une forme
descriptive classique. Toutes les analyses
ont été effectuées à l’aide de la version 9.2
du logiciel statistique SAS (SAS Institute
Inc., Cary, Caroline du Nord, États-Unis)
et du logiciel Microsoft Excel 2007
(Redmond, Washington, États-Unis).
Résultats
Sur les 674 cas recensés à partir du
SCHIRPT pendant les 20 ans à l’étude,
deux étaient liés à une activité professionnelle; dans ces deux cas, les employés
(deux garçons, l’un de 15 ans et l’autre de
17 ans) étaient tombés de la structure. La
figure 1 montre la tendance des proportions annuelles normalisées pour 19902009. Des données provenant des ÉtatsUnis8 sont incluses à des fins de comparaison. La proportion normalisée affiche
une augmentation exponentielle (R2 = 0,95
pour les données log-transformées). La
proportion de patients se présentant à
l’urgence pour des blessures associées aux
jeux gonflables a augmenté considérablement au cours des dernières années, 46 %
des cas étant survenus entre 2007 et 2009.
Globalement, l’augmentation annuelle
moyenne est de 24,6 % (IC à 95 % : 21,6
à 27,7) et, dans la décennie la plus récente,
de 18,8 % (IC à 95 % : 13,8 à 24,0). Pour la
période 1990-1999, il y avait en moyenne
10,0 cas pour 100 000 cas de tous types
recensés par le SCHIRPT. Cette proportion a
sextuplé pour atteindre 62,8 pour 100 000
pour la période 2000-2009 (p < 0,0001).
La figure 2 présente en détail la proportion
normalisée en fonction de l’âge et du sexe.
Les personnes le plus souvent blessées
étaient des enfants de 5 à 9 ans (57,2 p.
100 000 pour les garçons et 74,6 p. 100 000
pour les filles). Bien que les garçons
représentent 54 % des cas, après normalisation par rapport au nombre total de cas
dans la base de données, ce sont les filles
qui sont proportionnellement le plus
touchées dans tous les groupes d’âge, sauf
chez les 15-18 ans.
Près des trois quarts des incidents sont
survenus un vendredi, un samedi ou un
dimanche (71 %), et lorsque l’heure était
précisée (n = 499), elle était située entre
13 h et 17 h dans environ 55 % des cas.
Les incidents ont un pic en juin (23,7 %),
et 70,2 % des cas sont survenus entre juin
et septembre. Le tableau 1 présente l’épidémiologie détaillée des blessures selon
plusieurs variables. Un peu moins des
deux tiers des incidents sont survenus
dans un endroit public, comme dans une
foire, un stationnement ou une aire de
loisirs commerciale. Les écoles et les
résidences privées représentaient environ
30 % des cas. La plupart des structures en
cause étaient de la famille des sautoirs («
jump house » et « bouncy castle », 74,3
%). Les mauvaises réceptions après un
saut et les éjections étaient les mécanismes lésionnels les plus fréquents, dans
environ 70 % des cas. Les éjections étaient
le plus souvent associées aux glissoires
gonflables, représentant 61 des 135 cas
(45,2 %). Les cas où des membres étaient
restés coincés étaient rares, mais sur les 23
cas recensés, 10 (43,5 %) ont entraı̂né une
fracture. De façon globale, le taux d’hos-
FIGURE 1
Blessures associées aux jeux gonflables chez les 0 à 18 ans, données annuelles normalisées, SCHIRPT, 1990-2009
160
1990–1999 : 10,0/100 000 cas du SCHIRPT
2000–2009 : 62,8/100 000 cas du SCHIRPT
RC = 6,3 (IC à 95 % : 5,0 à 8,0), p < 0,0001
14
12
120
100
80
10
N = 674
VAMP (1990–2009) = 24,6 % (IC à 95 %: 21,6 à 27,7)
VAMP(2000–2009) = 18,8 % (IC à 95 %: 13,8 à 24,0)
8
6
60
Nbre de cas pour 100 000 cas du SCHIRPT
MMC à 5 points
40
Taux pour 100 000 selon le NEISS*
Nbre de cas pour 100 000 cas du SCHIRPT
140
16
4
Taux pour 100 000 selon le NEISS *
20
2
0
0
1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010
Année
* Source : NEISS, Consumer Product Safety Commission des États-Unis8
Abréviations : IC, intervalle de confiance; MMC, moyenne mobile centrale; NEISS, National Electronic Injury Surveillance System; SCHIRPT, Système canadien hospitalier d’information et de
recherche en prévention des traumatismes; VAMP, variation annuelle moyenne en pourcentage.
$
149
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
FIGURE 2
Blessures associées aux jeux gonflables, distributions normalisées selon l’âge et le sexe, SCHIRPT, 1990-2009
80.0
Garçons
Nbre de cas pour 100 000 cas du SCHIRPT
70.0
Filles
60.0
50.0
Garçons : n = 363; âge médian = 7,3 ans; II = 4,5-10,6 ans
Filles : n = 311; âge médian = 7,0 ans; II = 4,4-10,0 ans
40.0
30.0
20.0
10.0
0.0
5-9
0-4
10-14
15-18
Groupe d'âge (années)
Abréviation : II, intervalle interquartile.
pitalisation (un indicateur de la gravité de
l’incident) était de 4,6 %; il était toutefois
de 7,1 % dans les cas d’éjection et dans les
cas où les enfants tentaient d’effectuer un
saut périlleux.
Le tableau 2 détaille la nature des 695
blessures subies par les 674 patients entre
1990 et 2009. Si un sujet présentait plus de
trois blessures, la marche à suivre consistait à inscrire les deux blessures les plus
graves, puis à inscrire la mention
« blessures multiples ». Les fractures
représentaient globalement plus du tiers
(34,5 %) des blessures, et les membres
inférieurs étaient la partie du corps la plus
touchée (40,3 %). Dans environ 13 % des
cas, ce sont la tête et le visage qui étaient
touchés : 48,9 % de ces cas étaient des
lésions cérébrales (traumatismes crâniens
fermés mineurs, commotions cérébrales),
et 3,3 %, des fractures (du crâne / des os
du visage).
Analyse
Tendance temporelle
L’un des objectifs du SCHIRPT est de
fournir des données à jour permettant la
détection de nouveaux risques de bles-
sure. La figure 1 révèle une augmentation
exponentielle des blessures associées aux
jeux gonflables commerciaux. Comme les
données du SCHIRPT sont fondées sur des
numérateurs, l’augmentation du nombre
de cas est attribuable probablement en
grande partie à une exposition grandissante. Cependant, elle pourrait aussi
être due, dans une certaine mesure, à
l’arrivée sur le marché de jeux gonflables
plus dangereux, à l’augmentation de la
déclaration des cas et aux modifications
apportées aux mesures de sécurité. La
figure 1 montre également les estimations
des taux aux États-Unis pour 1990-20108.
Bien qu’il ne soit pas possible d’effectuer
une comparaison directe de ces taux avec
ceux du SCHIRPT, ces estimations, qui sont
fondées sur la population, révèlent une
tendance exponentielle similaire (R2 = 0,94
pour les données log-transformées). Par
ailleurs, certaines estimations antérieures
concernant les États-Unis sont associées à
des intervalles de confiance très larges. Les
auteurs ont attribué la grande variabilité à
un phénomène de concentration des cas. En
effet, l’un des hôpitaux faisant partie de
l’échantillon est situé près d’un parc
d’attractions dans lequel on trouve des jeux
gonflables. Comme un même incident
donne souvent lieu à plusieurs blessures,
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
150
cela crée un effet de concentration des cas
traités à cet hôpital7. De plus, ces taux sont
des estimations annuelles fondées sur la
population totale. Les dénominateurs les
plus instructifs seraient les données associées à l’utilisation de jeux gonflables
(nombre d’entreprises, nombre moyen
de locations et nombre d’utilisations par
location, etc.). Il s’est révélé difficile de
déterminer de telles données aux ÉtatsUnis7, et nous n’avons pu en trouver pour le
Canada. Quoi qu’il en soit, l’augmentation
révélée à la figure 1 est significative dans un
contexte de prévention des blessures.
La plupart des jeux gonflables sont fabriqués à l’étranger, en Chine, à Hong Kong et
aux Philippines, et bon nombre de fabricants ne connaissent pas les normes internationales ou canadiennes. Il appert
également que les coûts de fabrication des
jeux gonflables diminuent1. Par conséquent, nous croyons que la disponibilité
de ce type de jeux continuera à augmenter.
Études effectuées à l’étranger
Les articles scientifiques sur les blessures
associées aux jeux gonflables ne sont pas
très nombreux. Le tableau 3 offre une
synthèse de l’ensemble des études (à
TABLEAU 1
Épidémiologie des blessures (n = 695) associées aux jeux gonflables chez les 0 à 18 ans,
SCHIRPT, 1990-2009
Caractéristiques
Cas (n = 674),
n
%
412
61,1
103
15,3
97
14,4
62
9,2
501
74,3
Lieu
a
Espace public
b
École
c
Résidence privée
d
Inconnu
Type de jeu gonflable
e
Sautoir
Glissoire
135
20,0
Parcours d’obstacles
28
4,2
Inconnu
10
1,5
264
39,2
211
31,3
119
17,7
28
4,1
f
Mécanisme lésionnel
Mauvaise réception
g
Éjection
h
Collision avec une autre personne
Saut périlleux
Membre resté coincé
i
Dégonflement de la structure
Effondrement de la structure en raison du vent
j
Inconnu
23
3,4
15
2,2
1
0,2
13
1,9
Traitement au service d’urgence
Parti sans être vu
k
Conseils seulement
11
1,6
154
22,8
Traité, suivi au besoin
227
33,7
Traité, suivi médical requis
229
34,0
Gardé en observation prolongée au service d’urgence
22
3,3
Hospitalisation
31
4,6
Abréviation : SCHIRPT, Système canadien hospitalier d’information et de recherche en prévention des traumatismes.
a
Englobe les foires, les arénas, les parcs publics, les centres commerciaux, les stationnements et les aires de loisirs
commerciales (intérieures et extérieures).
b
Dans une cour ou un gymnase d’école, dans le cadre d’une « journée de la famille » ou d’une « journée d’orientation ».
c
N’englobe que les cas où il s’agissait d’une structure gonflable commerciale louée et installée à l’arrière ou à l’avant de la
résidence.
d
N’englobe que les cas où les descriptions fournissaient suffisamment d’information pour qu’il soit raisonnable de croire que
la structure gonflable était de type commercial (p. ex. « de nombreux enfants sautant dans un très grand château gonflable
lors d’une fête d’anniversaire »).
e
Structure permettant à de nombreux enfants de sauter en même temps et couramment appelée « maison gonflable », «
château gonflable », « trampoline gonflable ».
f
Structure hybride permettant aux enfants d’escalader des murs, de sauter et de glisser.
g
Le patient a été éjecté de la structure (après avoir rebondi, après avoir été poussé par une autre personne ou au moment de
descendre de la structure) et est tombé sur le sol ou le plancher, ou a frappé un objet fixe.
h
Enfant ou adulte (sauf les cas d’éjection).
i
Membre resté coincé dans la structure (coutures, barres de support, volets).
j
Le patient était un spectateur qui a été blessé par la structure lors de son effondrement.
k
Examen diagnostique et aiguillage vers un médecin de famille. Aucun traitement administré au service d’urgence.
l’exclusion des rapports de cas) publiées à
ce jour. Parmi ces études, les quatre
menées aux États-Unis1,7,8,13,16 présen-
taient les résultats qui s’apparentaient le
plus aux nôtres, notamment en ce qui concerne la fourchette d’âges, les tendances
$
151
temporelles, la proportion des fractures et
la proportion de blessures à la tête et au
visage. Bien que les proportions de patients
hospitalisés étaient également similaires
(3,4 % à 4,0 % contre 4,6 %), il faut interpréter cette comparaison avec prudence,
car les politiques en matière d’hospitalisation diffèrent d’un endroit à l’autre.
Les types de jeux gonflables en cause ont
été mentionnés dans la plupart des études.
Selon Sceviour1, les sautoirs (« bouncy
castle » et « jump houses ») étaient en
cause dans 96,7 % des incidents.
Thompson et collab.8 n’ont tenu compte
que des structures conçues pour le saut,
les glissoires qui n’étaient pas fixées à un
sautoir (« jump house ») ayant été exclues.
Pour notre part, nous avons utilisé des
critères légèrement différents dans notre
étude, ce qui explique la divergence
relativement à la distribution des cas : en
effet, les trois quarts étaient associés à des
sautoirs (« bouncy castle ») et un cinquième à des glissoires. La majorité des
autres études9-16,18 portait expressément
sur la famille des sautoirs (maisons gonflables ou châteaux gonflables). En 1988,
Olsen17 mentionnait un ancien type de
château gonflable, que l’on appelait
« coussins d’air » : il s’agissait de coussins
géants sans murs de confinement. Étant
donné qu’un grand nombre d’enfants
sautaient en même temps, et vu la
courbure de la structure, les rebonds
étaient chaotiques, et les trajectoires,
difficiles à prévoir. Ainsi, 70 % des
incidents relevaient d’une collision entre
deux personnes. La plupart des études
ultérieures9-16,18 ont porté sur des structures plus modernes. Healy et collab.9
décrivent le cas d’une jeune fille de 14 ans
présentant des brûlures du second degré
causées par la friction aux genoux et aux
coudes; dans notre étude, aucun cas de
brûlure n’a été relevé. McGuire et collab.11
décrivent le cas de deux femmes adultes
ayant subi une fracture cervicale (par
hyperflexion) dans un château gonflable;
dans les données que nous avons utilisées,
les blessures au tronc représentaient
5,5 % de l’ensemble des blessures subies,
et il y a eu un cas de fracture vertébrale et
un cas de luxation. En 2008, Avoian et
collab.16 ont examiné 49 cas de blessures
liées aux jeux gonflables dans un centre de
traumatologie dit « de niveau I » à Los
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Angeles (Californie). Une enquête a été
menée auprès d’un échantillon de
21 familles, afin que celles-ci fournissent
davantage de détails sur la blessure et ses
circonstances. Dans les 21 cas, les jeux
gonflables utilisés dans des résidences
privées avaient été loués, et les mécanismes lésionnels étaient les suivants :
collision avec un autre enfant (14 cas),
éjection (19 cas), mauvaise réception
après un saut (3 cas).
TABLEAU 2
Blessures associées aux jeux gonflables chez les 18 ans et moins, SCHIRPT, 1990-2009
a
Blessure
n
Membre inférieur
Fracture
%
280
40,3
99
14,2
Tibia/péroné
35
Pied, orteil
28
Cheville
27
Fémur
5
Rotule
Décès
La connaissance des détails relativement
aux décès est utile à des fins de prévention, puisque de nombreux cas ne menant
pas directement à un décès peuvent se
produire dans des circonstances semblables et que l’on peut alors considérer que
le décès est évité de justesse. Bien que le
SCHIRPT ne soit pas une bonne source de
données sur la mortalité (les services
d’urgence ne reçoivent pas les personnes
décédées avant d’arriver à l’hôpital ou
décédées après l’hospitalisation), et bien
qu’il n’y ait eu aucun cas de décès dans les
données de la présente étude, un certain
nombre de morts ont été signalés à
l’étranger. Aux États-Unis, la CPSC mentionne 8 décès associés à des jeux gonflables et n’étant pas survenus dans le
cadre d’un emploi1,7. Trois cas sont
survenus en 2001, dont deux par suffocation (un enfant de 2 ans et un enfant de
5 ans); un des décès survenu en 2002 était
dû à une fracture du cou subie par un
jeune homme de 21 ans qui sautait dans
une maison gonflable; en 2003 et en 2004,
respectivement, un adolescent de 15 ans et
un autre de 18 ans sont décédés après être
tombés d’une glissoire gonflable lors d’un
événement scolaire; en 2005, une jeune
femme de 24 ans est décédée après avoir
chuté d’un mur d’escalade gonflable dans
un site d’amusement; en 2007, un enfant
de 3 ans s’est fait frapper par deux adultes
qui sont tombés entre deux parties d’une
grande structure gonflable de type « roi de
la montagne ». Trois autres décès ont
également été déclarés hors États-Unis1,19.
En 2001, une jeune Australienne de 8 ans
a perdu la vie après être tombée d’un jeu
gonflable qui a été soulevé de 3 mètres par
une bourrasque19. Un cas semblable est
survenu à Budapest, en 2007, où un enfant
est tombé d’une hauteur de 27 mètres
Blessures (n = 695)
4
Ecchymose, abrasion, lésion des tissus mous
92
13,2
Entorse, foulure, luxation
84
12,1
Lacérations
Membre supérieur
Fracture
Coude
5
0,7
238
34,2
138
19,8
47
Avant-bras
46
Poignet, main, doigt
26
Humérus
14
Clavicule
4
Omoplate
1
Entorse, foulure, luxation
50
7,2
Ecchymose, abrasion, lésion des tissus mous
48
6,9
2
0,3
122
17,6
Lacérations
Tête, visage, cou
b
Cerveau
45
Ecchymose, abrasion, lacération, lésion des tissus mous au visage
29
Foulure/entorse cervicale
21
Yeux, dents, ecchymose, abrasion, lacération au cuir chevelu
15
Ecchymose, abrasion, lésion des tissus mous au cou
9
Fracture du crâne / des os du visage
3
Colonne vertébrale, moelle épinière, tronc
36
Ecchymose, abrasion, lésion des tissus mous au dos
16
Entorse, foulure au dos
9
Ecchymose, abrasion, lésion des tissus mous, lacération au thorax
8
Ecchymose, abrasion, lésion des tissus mous au bassin
2
Lésion d’écrasement au dos
1
Autre
19
Aucune blessure décelée
Inconnu
5,2
2,7
9
10
Abréviation : SCHIRPT, Système canadien hospitalier d’information et de recherche en prévention des traumatismes.
a
Un maximum de trois blessures peuvent être consignées dans le SCHIRPT. Le tableau 2 englobe toutes les blessures
(695 blessures subies par 674 patients).
b
Comprend les traumatismes crâniens fermés mineurs, les commotions cérébrales et les lésions intracrâniennes.
lorsque le jeu gonflable sur lequel il se
trouvait a été soulevé par une bourrasque19. Le seul décès signalé au Canada est
un accident de travail impliquant un jeune
homme de 19 ans, décédé d’un trauma-
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
152
tisme crânien après être tombé d’un mur
d’escalade gonflable1,20, mais il est fort
possible que d’autres décès soient survenus sans être déclarés6. Une proportion
statistiquement significative de décès et de
TABLEAU 3
Comparaison des études et rapports décrivant des blessures associées aux jeux gonflables
Référence
Pays
Années
visées
Nombre
Sceviour, 20061
États-Unis
1997-2004
18 554
Roegner, 20097
États-Unis
2003-2007
31 069
Thompson et collab., 20128
États-Unis
1990-2010
64 657
États-Unis
2002-2007
49
d
Schwend, 200913,
d
Avoian et collab., 200816,
Levene, 199214
Royaume-Uni
Kirketerp-Moller et collab., 199615 Danemark
17
Olsen, 1988
Groupe d’âge
principal (années)
Taux de
fractures (%)
Taux
d’hospitalisation (%)
Taux de blessures à la
tête / au visage (%)
3-11
33,5
s. o.
s. o.
5-14
29,0
4,0
6-12
27,5
3,4
7-9
100,0
s. o.
0,0
a
a
a
s. o.
105
1993
91
s. o.
5-14
e
Danemark
1984-1985
78
11-16
O’Flynn et Cunningham, 200618
Irlande
2006
13
s. o.
McFaull et Keays, 2013
(cette étude)
Canada
1990-2009
674
f
2-9
b
15,0
c
27,8
5,7
1,9
s. o.
31,0
4,4
s. o.
31,0
9,0
1,3
38,5
7,7
0,0
34,5
4,6
13,2
Abréviation : s.o., sans objet.
a
Après pondération.
b
Comprend les personnes gardées en observation moins de 24 heures.
c
Comprend les cas de commotion cérébrale / traumatisme crânien fermé et de blessure au visage.
d
Les études de Schwend et d’Avoian et collab. utilisaient les mêmes données.
e
La fourchette d’âge utilisée dans l’étude était de 0 à 19 ans. La distribution n’a pas été fournie.
f
La fourchette d’âge utilisée dans l’étude était de 3 à 15 ans. La distribution n’a pas été fournie.
blessures graves a été observée chez les
plus de 18 ans. Étant donné que ces
groupes d’âge sont sous-représentés dans
le SCHIRPT, nous n’en avons pas tenu
compte dans notre étude, mais il est à
mentionner que nous avions relevé 15 cas
semblables lors de notre première
recherche dans la base.
Trampolines
La comparaison entre les jeux gonflables
et les trampolines est inévitable. En 2007,
la Société canadienne de pédiatrie a publié
une déclaration sur l’utilisation de trampolines dans les maisons et sur les terrains
de jeu, et elle mentionnait des données du
SCHIRPT (1990-2003)30. D’après les taux
d’hospitalisation et de fractures, il semble
que les blessures associées aux trampolines soient plus graves. Le nombre de
blessures liées aux trampolines figurant
dans le SCHIRPT a augmenté de façon
marquée au cours des dernières années,
d’une façon analogue à l’augmentation
des cas associés aux jeux gonflables, et
l’Agence de la santé publique du Canada a
entrepris une étude de ces blessures.
Prévention/atténuation des blessures
Les résultats de notre étude et d’autres
études proposent diverses pistes en
matière de prévention1. La modification
de la conception des produits – par
exemple les matériaux utilisés, la hauteur
des structures, les ouvertures et les systèmes d’ancrage – peut atténuer certains
types de blessures. Les opérateurs doivent
être au fait des conditions météorologiques, comme le vent et la pluie, qui
peuvent favoriser les chutes. Il faudrait
que ces personnes suivent des directives
plus rigoureuses, afin que les utilisateurs
ne soient pas présents en surnombre et
afin d’éviter les pannes d’équipement
(d’ordre électrique ou autre), et il faudrait
également améliorer la surveillance. Bien
que l’on ait besoin de plus de données
pour pouvoir l’affirmer, il semble que les
glissoires gonflables soient plus dangereuses que les sautoirs (châteaux gonflables); dans le cadre de nos travaux,
nous avons effectivement constaté que les
chutes (éjections) étaient plus souvent
associées aux glissoires qu’aux sautoirs.
Sur les glissoires, la partie de la structure
permettant aux utilisateurs de grimper est
souvent moins bien protégée. Enfin, il
faudrait mener davantage de travaux de
recherche pour comparer les jeux gonflables fixes et les jeux gonflables mobiles
sur le plan de la gravité des blessures
subies par les utilisateurs et celui des
mécanismes lésionnels en cause.
$
153
Limites
Notre étude comporte plusieurs limites. Il
est important de souligner que les blessures décrites ne représentent pas toutes
les blessures survenues au Canada, mais
uniquement celles qui ont été traitées dans
le service d’urgence des 15 hôpitaux du
réseau du SCHIRPT. Comme les données
proviennent majoritairement des hôpitaux
pour enfants, lesquels se trouvent dans de
grands centres urbains, les blessures
subies par des adultes et celles subies
par les adolescents plus âgés (qui peuvent
se présenter dans un hôpital général et
non dans un hôpital pour enfants) sont
sous-représentées dans la base de données
du SCHIRPT; il en va de même pour les
blessures qui surviennent dans les régions
rurales et les régions éloignées, dont au
sein de la population autochtone. Par
ailleurs, comme nous l’avons mentionné
précédemment, les décès sont aussi sousreprésentés. De plus, il est possible que
certaines blessures très graves n’aient pas
été déclarées si l’on n’a pas demandé au
patient ou au responsable de remplir un
formulaire en raison de la gravité des
blessures : si le coordonnateur du site
n’examine pas les dossiers médicaux et ne
remplit pas le formulaire approprié du
SCHIRPT (dans certains hôpitaux, cela se
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
produit parfois), le cas passera inaperçu. Il
peut également y avoir des erreurs de
classification. Plus particulièrement, dans
le cas des 162 incidents (23,5 %) survenus
dans une résidence privée ou un endroit
non précisé, il se peut que les jeux
gonflables en cause n’aient pas été loués,
c’est-à-dire que l’on pourrait avoir utilisé
des petits jeux gonflables non commerciaux.
6.
7.
Conclusion
Le nombre de blessures associées aux
structures de jeu gonflables commerciales
semble être en croissance au Canada. Les
mesures de prévention mises en œuvre
pour freiner cette augmentation et pour
éviter d’éventuels décès devraient être
axées sur les normes et sur les erreurs
pouvant être commises par les opérateurs.
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Évolution des déterminants des maladies chroniques du foie au
Québec
A. J. Sanabria, M. Sc. (1, 2); R. Dion, M.D. (3); E. Lúcar, B. Sc. (1, 4); J. C. Soto, M.D. (1)
Cet article a fait l’objet d’une évaluation par les pairs.
Résumé
Introduction : Les maladies chroniques du foie (MCF) constituent un problème mondial.
La morbidité et la mortalité des MCF pourraient être évitées ou atténuées en agissant sur
leurs principaux facteurs de risque, notamment l’obésité et la consommation d’alcool.
Méthodologie : Afin de décrire l’évolution des principaux déterminants des MCF au
Québec, nous avons étudié les tendances de l’obésité, de la consommation d’alcool, des
hépatites virales B et C, de la mortalité et du taux d’hospitalisation des MCF ainsi que du
taux d’incidence du cancer du foie entre le 1er janvier 1981 et le 31 décembre 2009.
Résultats : Nous avons observé une augmentation des indicateurs de l’obésité chez les
jeunes hommes et de la consommation d’alcool chez les adolescentes et chez les femmes
d’âge moyen. Les taux d’incidence globale des hépatites B et C et de la mortalité par MCF
sont en diminution. Cependant, les taux d’incidence du cancer du foie et de sa mortalité,
surtout chez les hommes et les personnes âgées, sont à la hausse.
Conclusion : Ces résultats soulignent l’importance des interventions de santé publique
ciblées ainsi que le maintien ou l’amélioration de l’accès aux soins pour les MCF.
Mots-clés : maladie hépatique, épidémiologie, maladie chronique, facteurs de risque,
maladie chronique du foie
Introduction
Les maladies chroniques du foie (MCF)
forment un groupe d’entités ayant différentes caractéristiques en termes de facteurs de risque, d’incubation, de latence,
d’induction et d’état final du processus
morbide. Les plus fréquentes sont celles
associées aux hépatites virales chroniques,
à la consommation d’alcool et à l’obésité;
les moins communes sont le cancer du foie
et celles dues à certaines conditions génétiques, auto-immunes, vasculaires ou à une
toxicité pharmacologique1.
Les MCF sont responsables de plus de
80 % des cancers primitifs du foie, dont le
carcinome hépatocellulaire (CHC) représente la forme la plus fréquente.
L’inflammation chronique du foie et la
fibrose du tissu hépatique fournissent les
conditions idéales à son développement.
Ainsi, les patients atteints de CHC présentent habituellement des antécédents
d’hépatites virales B (VHB) ou C (VHC)
chroniques, de maladie alcoolique du foie
ou de stéatohépatite non alcoolique2,3.
Seules ou en combinaison, ces maladies
augmentent le risque de CHC4-8.
Les MCF constituent un problème de santé
publique important au niveau mondial. En
Angleterre, elles occupent la cinquième
place parmi les causes de décès9, et aux
États-Unis, elles figurent parmi les quinze
premières causes de décès dans la dernière
décennie10-13, avec un taux de mortalité
ajusté estimé de 10,3 par 100 000 habitants13 en 2010. Au Canada, en 2008,
2 748 décès ont été imputés aux MCF et à
la cirrhose du foie (11e rang des principales causes de décès), dont 1 809 (66 %)
chez les hommes14.
Un élément intéressant sur le plan de la
santé publique est que la morbidité et la
mortalité des MCF pourraient être évitées
ou atténuées en agissant sur leurs principaux facteurs de risque, notamment l’obésité et la consommation d’alcool6-8. La
vaccination contre le virus de l’hépatite A
et le VHB, le diagnostic et le traitement
précoces de l’hépatite chronique causée
par le VHC peuvent aussi permettre
d’éviter certaines complications7,15,16.
Dans le but de connaı̂tre l’état de la
situation des MCF au Québec, nous avons
étudié leur évolution ainsi que celle de
leurs principaux déterminants. Nous
avons ciblé les affections pour lesquelles
la prévention joue un rôle important.
Méthodologie
Notre étude d’observation de type écologique a été réalisée pour la période
comprise entre le 1er janvier 1981 et le
31 décembre 2009. Les indicateurs de
santé choisis provenaient de l’Infocentre
de santé publique (Infocentre) de l’Institut
national de santé publique du Québec
(INSPQ), à l’exception de ceux sur la
morbidité associée aux VHB et VHC,
lesquels provenaient du registre des mala-
Rattachement des auteurs :
1.
2.
3.
4.
Direction des risques biologiques et de la santé au travail, Institut national de santé publique du Québec (INSPQ), Montréal (Québec), Canada
Hôpital Universitaire de Bellvitge, Barcelone, Espagne
Laboratoire de santé publique du Québec, INSPQ, Sainte-Anne-de-Bellevue (Québec), Canada
Université McGill, Montréal (Québec), Canada
Correspondance : Julio C. Soto, INSPQ, Direction des risques biologiques et de la santé au travail, 190, boulevard Crémazie Est, Montréal (Québec) H2P 1E2; tél. : 514-864-1600, poste 3215;
téléc. : 514-864-7646; courriel : julio.soto@inspq.qc.ca
$
155
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
dies à déclaration obligatoire (MADO) du
Québec. L’Infocentre est un portail d’accès
sécurisé permettant l’exploitation de données sanitaires provenant de diverses
sources17.
Les indicateurs des déterminants des MCF
choisis provenaient des Enquêtes sur la
santé dans les collectivités canadiennes
(ESCC) 2000-2001, 2003-2005 et 20072008, réalisées par Statistique Canada18.
Ces enquêtes visent les personnes âgées
de 12 ans et plus des ménages privés
(excluant les résidents des réserves et
d’autres peuplements autochtones, des
bases des Forces armées canadiennes,
des établissements et de certaines régions
éloignées) et sont représentatives des
régions sociosanitaires du Québec18.
Les données du registre MADO sur les cas
déclarés de VHB et VHC couvraient la
période du 1er janvier 1990 au 31 décembre 2009. Pour le VHB, nous avons retenu
les nouvelles infections (cas aigus), les cas
de porteur chronique et ceux dont le statut
n’était pas précisé. Pour le VHC, toutes les
classes confondues ont été retenues. Ces
cas sont enregistrés et classés par les
Directions de santé publique régionales
du Québec selon les définitions nosologiques du ministère de la Santé et des
Services sociaux (MSSS)19, semblables à
celles de l’Agence de la santé publique du
Canada (ASPC)20. Les taux d’incidence
annuelle par 100 000 habitants ont été
calculés pour les infections au VHB aiguës
en utilisant comme dénominateurs les
estimés et les projections de l’Institut de
la statistique du Québec (ISQ) effectués à
partir des données des recensements de
Statistique Canada et publiés par le
MSSS21. Les données sur le VHB et le
VHC ont été analysées au moyen du
logiciel
EpiData
Analysis
version
2.2.1.17122.
Les indicateurs étudiés et associés aux
déterminants des MCF étaient les suivants :
proportion de la population présentant un
indice de masse corporelle (IMC) entre 25
et 29,9 (embonpoint) et proportion de la
population présentant un IMC supérieur ou
égal à 30 (obésité)23 pour la période 20002008; consommation d’alcool (proportion
de buveurs au cours des douze derniers
mois et proportion de personnes avec une
fréquence de consommation quotidienne
d’alcool) pour la période 2000-2008; proportion de la population ayant pris 14
consommations d’alcool et plus au cours
d’une période de sept jours pour la période
2000-2005, et proportion de la population
mentionnant une consommation élevée
d’alcool (cinq verres d’alcool en une même
occasion, soit un à la suite de l’autre ou
dans une courte période de temps) 12 fois
et plus au cours d’une année18 pour la
période 2000-2008.
Les sources de données des indicateurs
des MCF étaient le fichier des tumeurs et le
fichier des décès du Québec du MSSS et le
système de maintenance et d’exploitation
de données pour l’étude de la clientèle
hospitalière (MED-ÉCHO). Les codes des
9e et 10e versions de la classification
internationale des maladies (CIM-9 et
CIM-10) ont été utilisés pour identifier
les MCF. La CIM-9 a été appliquée jusqu’à
l’année 1999 (code 571 pour les MCF et
code 115 pour le cancer du foie). À partir
de l’année 2000, la CIM-10 a été utilisée
(codes K70 pour la maladie alcoolique du
foie et code K74 pour la cirrhose du foie).
Pour les MCF, les indicateurs utilisés
étaient les suivants : taux de mortalité
due aux MCF pour la période 1981-1999;
taux de mortalité due à la cirrhose
hépatique et taux de mortalité de la
maladie alcoolique du foie pour la période
2000-2007; taux d’incidence pour le cancer du foie pour la période 1986-2007; taux
de mortalité pour le cancer du foie pour la
période 1981-2009 et taux d’hospitalisation en soins physiques de courte durée
pour maladies du foie pour la période
1990-2005.
Les proportions des divers paramètres
étudiés ainsi que les taux d’incidence, de
mortalité et d’hospitalisation en établissements de soins de courte durée pour MCF
ont été ajustés selon l’âge et le sexe à
partir de la population de l’ensemble du
Québec en 2001 et 2006. Les intervalles de
confiance (IC) des estimés ont été calculés
à 99 %.
Résultats
Au Québec, la proportion de la population
âgée de 20 à 64 ans présentant un
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
156
embonpoint a montré une légère tendance
à la hausse, passant de 44,7 % (IC à 99 % :
43,2 à 46,2) en 2000-2001 à 47,9 % (IC à
99 % : 46,3 à 49,3) en 2007-2008. Pour les
mêmes périodes, les chiffres globaux
d’obésité pour le même groupe étaient
aussi en augmentation, passant de 12,6 %
(IC à 99 % : 11,6 à 13,7) à 15,8 % (IC à
99 % : 14,6 à 17,0). Plus particulièrement,
les hommes de 25 à 44 ans ont présenté
une augmentation prononcée de leur taux
d’obésité, qui est passé de 12,7 % (IC à
99 % : 10,6 à 14,7) à 16,8 % (IC à 99 % :
14,1 à 19,6) (figure 1).
La proportion de buveurs (âgés de 12 ans
et plus) a légèrement augmenté, passant
de 81,1 % en 2000-2001 à 81,9 % en 20072008. Cependant, lorsque l’on regarde la
fréquence de consommation d’alcool quotidienne, la proportion de buveurs âgés de
12 ans est passé de 8,3 % (IC à 99 % : 7,5
à 9,1) en 2000-2001 à 10,7 % (IC à 99 % :
9,8 à 11,5) en 2007-2008. Cette augmentation était plus évidente chez les femmes,
passant de 4,6 % (IC à 99 % : 4,1 à 5,2) en
2000-2001 à 7,3 (IC 99 % 6,3 à 8,3) en
2007-2008. Ces tendances à la hausse sont
corroborées en observant les proportions
de 14 consommations et plus d’alcool au
cours d’une semaine par groupe d’âge et
par sexe pour la période 2000-2005. Sauf
exception, la hausse a été observée dans
pratiquement tous les groupes d’âge étudiés, en particulier dans celui des 2024 ans chez les hommes. Chez les
femmes, même si ces proportions étaient
plus faibles que celles observées chez les
hommes, les hausses les plus remarquables ont été observées dans les groupes
des 45-64 ans, des 20-24 ans et des 1219 ans (figure 2).
Pour la consommation élevée d’alcool, la
tendance à la hausse a été observée aussi
bien chez les hommes que chez les femmes
et pour presque toutes les tranches d’âge, à
l’exception du groupe des 12-19 ans.
Toutefois, c’est chez les femmes jeunes
adultes (20-24 ans) que la hausse a été la
plus marquée. Chez les hommes de cette
tranche d’âge, la proportion est passée de
41,2 (IC à 99 % : 33,7 à 48,7) en 2000-2001
à 46,4 (IC à 99 % : 37,8 à 55,1) en 20072008 et chez les femmes de 17,1 (IC à 99 % :
11,9 à 22,3) à 30,1 (IC à 99 % : 22,9 à 37,4)
pour les mêmes cycles.
FIGURE 1
Proportion de la population présentant une obésité selon l’âge et le sexe, à l’exclusion des femmes enceintes, Québec, ESCC, 2000-2008
20
Hommes 20-24 ans
Hommes 25-44 ans
Hommes 45-64 ans
Femmes 20-24 ans
Femmes 25-44 ans
Femmes 45-64 ans
Proportion (%)
15
10
5
2000-2001
2003
2005
2007-2008
Année
Abréviation : ESCC, Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes.
De 1990 à 2009, 28 476 cas de VHB et
33 490 cas de VHC ont été inscrits au
registre MADO du Québec (figure 3). Parmi
les infections au VHB, 14 % ont été classées
comme aiguës (nouvelles infections) et
71 % comme affectant des porteurs chroniques; le statut n’a pas été précisé pour
15 % des cas (cette proportion a augmenté
depuis 2003). Le taux d’incidence globale
des cas aigus a diminué de façon marquée
depuis 1992, passant de 6,5 par 100 000 à
0,4 par 100 000 en 2009; cette réduction est
survenue parallèlement chez les deux sexes
et dans la plupart des groupes d’âge, mais
particulièrement dans les groupes des 1019 ans et 20-39 ans (non illustré ici). Le
nombre de porteurs chroniques déclarés a
également diminué au cours de la même
période, passant d’un maximum de 1 434
cas en 1992 à 634 en 2009. Le nombre de
cas d’infection par VHC a augmenté de
façon marquée au cours des années 1990,
pour diminuer graduellement par la suite.
Une diminution globale des taux de
mortalité par MCF et par cirrhose du foie
a été observée pour la période 1981-1999.
Chez les hommes, le taux de mortalité due
à ces affections est passé de 24,2 par
100 000 (IC à 99 % : 21,5 à 27,3) en 1981 à
13,0 (IC à 99 % : 11,3 à 14,9) en 1999, et
chez les femmes de 8,2 par 100 000 (IC à
99 % : 6,8 à 9,9) à 5,8 (IC à 99 % : 4,8 à
6,9) pour la même période (figure 4). Par
ailleurs, le taux global de mortalité par
cirrhose du foie est demeuré pratiquement
stable pour la période 2000-2007; il est
passé de 4,7 par 100 000 en 2000 (IC à
99 % : 4,0 à 5,4) à 4,6 (IC à 99 % : 4,0 à
5,2) en 2007. Similairement, le taux de
mortalité par maladie alcoolique du foie
est passé de 3,3 par 100 000 (IC à 99 % :
2,8 à 3,9) à 3,1 (IC à 99 % : 2,6 à 3,6) pour
les mêmes années (figure 5).
Par contre, une augmentation globale du
taux d’incidence du cancer de foie a été
observée entre 1986 et 2006. Ce taux est
passé de 3,8 par 100 000 (IC à 99 % : 3,4 à
4,2) pour 1986-1988 à 6,7 (IC à 99 % : 6,7
à 7,1) pour 2004-2006. Cette augmentation
a touché les deux sexes : chez les femmes,
ce taux est passé de 2,3 (IC à 99 % : 1,9 à
2,7) à 3,8 (IC à 99 % : 3,4 à 4,3) et chez les
hommes, de 5,7 (IC à 99 % : 5,0 à 6,8) à
10,2 (IC à 99 % : 9,4 à 11,0).
$
157
L’augmentation était remarquable à partir
du groupe des 50-59 ans et a été plus
importante chez les 80 ans et plus; pour
eux, le taux est passé de 19,6 par 100 000
(IC à 99 % : 14,5 à 26,5) à 41,1 (IC à 99 % :
35,6 à 47,5) (figure 6).
La même tendance à la hausse a été
observée pour le taux de mortalité par
cancer du foie et des voies biliaires intrahépatiques chez les hommes. Il est passé
de 5,2 par 100 000 (IC à 99 % : 3,5 à 5,2)
en 1981 à 8,5 (IC à 99 % : 7,4 à 9,9) en
2009 (données provisoires) (figure 7).
Le taux d’hospitalisation de courte durée
par les MCF a diminué de 1991 à 1997 et
est resté relativement stable au cours des
années suivantes (figure 8).
Analyse
Si l’on se fie à nos résultats, la tendance à
la hausse de l’obésité dans la population
québécoise est alarmante, surtout chez
les jeunes hommes. Ces chiffres autorapportés, puisés dans les ESCC, pourraient être sous-estimés de 4 à 8 % par
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
FIGURE 2
Proportion de la population de 12 ans et plus ayant pris 14 consommations d’alcool et plus au cours d’une période de sept jours selon l’âge et
le sexe, Québec, ESCC, 2000-2005
Hommes 12-19 ans
15
Hommes 20-24 ans
Hommes 25-44 ans
Hommes 45-64 ans
Hommes 65 ans et +
Femmes 12-19 ans
Femmes 20-24 ans
10
Femmes 25-44 ans
Proportion (%)
Femmes 45-64 ans
Femmes 65 ans et +
5
0
2000-2001
2003
Année
2005
Abréviation : ESCC, Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes.
rapport aux études où l’on mesure directement les indicateurs d’obésité24,25. Malgré
cette limite, la tendance observée est en
accord avec les résultats d’une étude
publiée par l’ISQ25 basée sur des mesures
directes dans laquelle on rapporte que la
prévalence d’excès de poids (surplus de
poids et obésité) chez les Québécois de 18
à 74 ans est passée de 43 % en 1990 à
56 % en 200425. Le problème de l’obésité
est d’une ampleur mondiale. Récemment,
Finucane et collab.26 ont publié une étude
où sont estimées les tendances de l’IMC
dans 199 pays et territoires chez les
adultes de 20 ans et plus. D’après ces
auteurs, en 2008, la prévalence mondiale
de l’obésité était de 9,8 % (IC à 95 % : 9,0
à 10,0) chez les hommes et de 13,8 % (IC
à 95 % : 13,1 à 14,7) chez les femmes, soit
près du double de la prévalence observée
en 1980, qui était alors de 4,8 % (IC à
95 % : 4,0 à 5,7) chez les hommes et de
7,9 % (IC à 95 % : 6,8 à 9,3) chez les
femmes. L’association entre l’excès de
poids et le risque d’acquérir une MCF a
aussi été mesurée. Larsson et collab.27,
grâce à une méta-analyse, ont rapporté
que l’excès de poids est associé à une
augmentation du risque de cancer du foie.
Ces auteurs ont observé une hausse du
risque de 17 % chez les personnes
présentant un embonpoint et de 89 %
chez celles présentant une obésité par
rapport à celles ayant un poids normal.
Chez les personnes souffrant d’obésité, le
risque relatif (RR) était significativement
plus élevé chez les hommes (RR: 2,42; IC à
95 % : 1,83 à 3,20) que chez les femmes
(RR : 1,67; IC à 95 % : 1,37 à 2,03)27. Des
études ultérieures seront nécessaires afin
de mieux analyser l’obésité comme facteur
de risque pour d’autres MCF comme le
foie gras non alcoolique4,28,29.
L’alcool est une cause connue de cirrhose
qui prédispose à un CHC30. Selon un
rapport publié en 2010 concernant la
consommation d’alcool et la santé publique des Québécois, les volumes de
vente d’alcool enregistrés au Québec sont
en hausse depuis la fin des années 199031.
Pendant la période de notre étude, la
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
158
proportion totale des buveurs d’alcool est
restée stable mais la répartition de
buveurs selon la fréquence et le niveau
(élevé) de consommation est à la hausse.
Ces tendances sont plus remarquables
chez les jeunes et chez les femmes. Des
donnés similaires ont été rapportées par
d’autres auteurs32.
Les infections chroniques avec le VHB et
le VHC sont des causes connues de
cirrhose et de CHC. Elles seraient responsables de 80 à 90 % des cas de CHC dans
le monde33. Le Canada est considéré
comme un pays à basse endémicité pour
ces deux infections. Selon l’ASPC, 0,7 à
0,9 % de la population canadienne est
infectée de façon chronique par le VHB. Le
taux de déclaration du VHB a considérablement diminué entre la période de 1990
à 2007, passant de 11 par 100 000
habitants (IC à 95 % : 6,0 à 18,1) à 3,3
par 100 000 (IC à 95 % : 1,6 à 4,8). Au
Québec, on a observé la même évolution,
avec une diminution marquée du taux
d’incidence des cas aigus de VHB. Cela
FIGURE 3
Nombre de cas d’hépatite virale B (VHB) selon la classe, nombre de cas d’hépatite virale C (VHC) et taux d’incidence annuelle de VHB aiguë,
Québec, 1990-2009
N VHB sans précision
N VHB porteur chronique
N VHB aiguë
TI VHB aiguë
N VHC
7
4000
3500
3000
5
2500
4
2000
3
1500
2
1000
1
Nombre (N) de cas de VHB et de VHC
Taux d'incidence (TI) / 100, 000 de VHB aiguë
6
500
0
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
0
Année de réception de la déclaration
Abréviations : VHB, hépatite virale B; VHC, hépatite virale C.
peut être associé à un impact positif de
l’immunisation élargie contre le VHB,
dont le programme de vaccination scolaire
introduit en 199434.
Les chiffres sur les cas déclarés de VHC
doivent être interprétés avec prudence.
Une bonne partie de l’augmentation observée au cours des années 1990 est vraisemblablement due au meilleur accès aux tests
de détection de cette infection et à un
dépistage accru chez les populations à
risque élevé d’infection. La diminution
observée au cours des années 2000 pourrait être liée aux procédures de déduplication d’épisodes enregistrés dans le
système MADO, intensifiées en 2004 et
appliquées rétrospectivement et prospectivement, ainsi qu’à des activités de
prévention chez les groupes à risque,
notamment chez les utilisateurs de drogues injectables. Bien que la prévention de
la transmission du VHB et du VHC fassent
partie des axes d’intervention du
Programme national de santé publique
2003-201235, si l’on prend en compte
qu’entre 75 et 85 % des infections au
VHC deviennent chroniques, 5 à 20 % de
celles-ci évolueront vers une cirrhose du
foie et entre 1 et 5 % mourront à cause de
l’infection chronique (cirrhose ou CHC)36,
ce qui marque la pertinence des mesures
intégrales de prise en charge pour ces
patients.
Pour la période 1981-1999, le taux global
de mortalité par maladies hépatiques
chroniques et cirrhose a diminué de 42 %.
Ces données sont similaires à celles de
certains pays d’Europe dont l’Italie,
$
159
l’Espagne et le Portugal, qui rapportent
des réductions de 25 à 30 % depuis les
années 1970. Elles contrastent avec celles
de l’Angleterre et de l’Écosse qui présentent entre 35 % et 112 % d’augmentation
du taux de mortalité par cirrhose du foie9.
Les politiques moins restrictives sur
l’alcool dans ces pays ont été identifiées
comme faisant partie des causes importantes d’augmentation de cette mortalité.
Au Canada, la diminution observée serait
en lien avec une meilleure prise en charge
des patients atteints ainsi que des politiques plus restrictives sur les ventes
d’alcool et sur l’accès aux boissons alcoolisées. Après 2000, les taux de mortalité
par cirrhose du foie et maladie alcoolique
du foie fluctuent, en restant plus au moins
dans la tendance à la baisse illustrée
ailleurs.
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
FIGURE 4
Taux de mortalité par maladies chroniques et cirrhose du foie selon le sexe, Québec, 1981-1999
25
Hommes
Femmes
Global
Taux ajusté / 100 000
20
15
10
5
0
1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999
Année
Au cours des dernières années, de nombreuses études ont signalé que l’incidence
du CHC va en augmentation2,32,37-41, et le
Québec n’est pas épargné par cette situa-
tion. Pendant la période 1998-2007, le
Québec a eu un taux d’incidence du cancer
du foie de 3,7 par 100 000 (IC à 95 % : 3,5
à 3,8), au 2e rang au Canada après la
Colombie-Britannique (3,9; IC à 95 % : 3,7
à 4,1)37 (données disponibles sur
demande). D’auprès nos résultats, cette
hausse débute après la période 1989-1991,
FIGURE 5
Taux de mortalité par maladie alcoolique du foie (MAF) et par fibrose et cirrhose hépatique (FCH) selon le sexe, Québec, 2000-2007
8
MAF Hommes
MAF Femmes
MAF Global
FCH Hommes
Taux ajusté / 100 000
6
FCH Femmes
FCH Global
4
2
0
2000
2001
2002
2003
2004
Année
Abréviations : FCH, fibrose et cirrhose hépatique; MAF, maladie alcoolique du foie.
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
160
2005
2006
2007
FIGURE 6
Taux d’incidence du cancer du foie par période de trois ans selon l’âge, Québec, 1986-2006
45
0-39 ans
40
40-49 ans
50-59 ans
60-69 ans
35
70-79 ans
80 ans et +
Taux brut / 100 000
30
25
20
15
10
5
0
1986 à
1988
1989 à
1991
elle est constante chez les deux sexes et
elle est particulièrement importante chez
les sujets de 50 ans et plus. D’autre part, le
taux de mortalité par cancer du foie suit
celui de l’incidence, soulignant la haute
létalité de ce type de tumeur2,32,37-41. Les
tendances vers la hausse de l’incidence et
de la mortalité du cancer du foie au
1992 à
1994
1995 à
1997
Période
1998 à
2000
2001 à
2003
Québec accompagnent celles observées
dans le reste du Canada. Selon la Société
canadienne du cancer42, pendant la période 1997-2006, les taux d’incidence et de
mortalité du cancer du foie chez les
hommes ont subi un changement statistiquement significatif (respectivement de
3,1 % et de 2,2 % par année; ce change-
2004 à
2006
ment est considéré comme statistiquement
significatif à 2 % ou plus par année)42.
Cette hausse concorde avec celles rapportées aux États-Unis, au Royaume-Uni et
dans la plupart des pays européens9,39,43.
L’augmentation du taux d’incidence du
cancer du foie observée chez les plus âgés
pourrait être en relation avec un effet de
FIGURE 7
Taux de mortalité par cancer du foie et des voies biliaires intrahépatiques selon le sexe, Québec, 1981-1999
10
Taux ajusté / 100 000 (log)
Hommes
Femmes
Global
1
1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 a2009 a
Année
a
Données provisoires.
$
161
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
FIGURE 8
Taux d’hospitalisation en soins physiques de courte durée pour maladies du foie, selon le sexe, Québec, 1990-2005
16
0-39 ans
40-49 ans
50-59 ans
14
60-69 ans
70-79 ans
Taux brut / 100 000
12
80 ans et +
10
8
6
4
2
0
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
Année
cohorte, et la meilleure prise en charge de
ces patients pourrait probablement améliorer leur survie. La diminution observée
du taux de mortalité due à la cirrhose du
foie pourrait être causée par les progrès
thérapeutiques (ex. : traitements antiviraux contre le VHB et le VHC plus accessibles et efficaces, greffes hépatiques) et
pourraient éventuellement se répercuter
sur les tendances concernant le CHC.
La diminution du taux d’hospitalisation en
soins physiques de courte durée pour les
maladies du foie au Québec à la fin des
années 1990 pourrait être liée au virage
ambulatoire des services de soins, instauré
comme mesure de maı̂trise des dépenses
en santé, entre autres raisons44.
Malgré les concordances avec les résultats
d’autres auteurs, notre étude comporte
des limites à considérer lors de l’interprétation des résultats. Il n’est pas possible, sur la base de nos résultats, de
départager d’attribution des divers facteurs de risque des différentes MCF. Le
niveau d’accès octroyé pour consulter les
sources de données n’a pas permis une
ventilation plus détaillée des épisodes ou
des affections d’intérêt. Les données des
ESCC ont des limites non négligeables
dans la comparabilité intra- et inter-cycles
dues aux changements dans la méthodologie, et ce, malgré l’existence de lignes
directrices pour la comparabilité et l’interprétation des indicateurs35,45,46. Notre
étude observationnelle ayant une portée
descriptive des tendances, en raison du
temps et des ressources disponibles, plusieurs aspects relatifs aux mesures d’association et à la recherche de différences
significatives entre les périodes et les
populations étudiées n’ont pas été
explorés. Nous avons privilégié une vision
globale des problèmes des MCF étudiés,
en faisant des liens entre les déterminants
et les états morbides. Tout en demeurant
simple, nous pensons que cette approche
est pertinente dans le cadre de ce type de
problématique : elle permet de formuler
des hypothèses qui pourront être validées
dans des études futures et de souligner les
aspects les plus importants pour la prise
de décision.
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
162
Remerciements
Nous remercions l’Institut national de
santé publique du Québec et l’Hôpital
universitaire de Bellvitge pour leur soutien
dans la réalisation du stage qui a permis
de mener à terme cette étude.
Il n’y a ni conflit d’intérêt, ni source de
financement en lien avec le matériel
présenté dans cet article.
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cycle Québec Institut de la statistique du
Québec [Internet]. Québec : Institut de la
statistique du Québec. 2010. PDF (393 Ko)
téléchargeable à partir du lien : http:
//www.stat.gouv.qc.ca/publications/sante
/doc_technique/ESCC_comparabilite_cycles
_11_21_21.pdf
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Ribes J, Izquierdo A, Borras J. [Cancer
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Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
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164
Défavorisation, accès aux aliments et équilibre alimentaire à
Saskatoon (Saskatchewan)
J. Cushon, Ph. D. (1); T. Creighton, M. Sc. SIG (1); T. Kershaw, MHP (1); J. Marko, MHP (1); T. Markham,
B. Sc. Économie domestique (2)
Cet article a fait l’objet d’une évaluation par les pairs.
Résumé
Introduction : Nous avons étudié l’accès aux aliments et l’équilibre alimentaire à
Saskatoon (Saskatchewan, Canada) en lien avec la défavorisation matérielle et sociale.
Méthodologie : Nous avons déterminé l’emplacement de tous les grands supermarchés
et des restaurants-minute à Saskatoon. L’indice d’accessibilité aux supermarchés et celui
de l’équilibre alimentaire ont été comparés aux indices de défavorisation matérielle et
sociale afin de déterminer s’il y avait une association importante.
Résultats : Les endroits où il y a le moins de supermarchés sont les quartiers situés à
l’ouest de la rivière Saskatchewan Sud ainsi que la banlieue entourant la ville. Les
quartiers de l’ouest de la rivière sont les plus défavorisés de la ville. Le ratio moyen de
l’équilibre alimentaire de Saskatoon est de 2,3, ce qui indique une prédominance de
l’accès aux restaurants-minute. Cependant, nous n’avons pas trouvé de schéma ou de
gradient socioéconomique clairs pour plusieurs des indicateurs.
Conclusion : L’étude souligne l’importance des études contextuelles sur l’accès aux
aliments. L’étude met également en lumière un certain nombre d’autres questions qui
devraient être étudiées à Saskatoon, comme les habitudes alimentaires individuelles, la
mobilité, l’évolution dans le temps de l’accès aux aliments, l’accès économique ainsi que
les interventions susceptibles d’améliorer l’accès aux aliments dans la ville.
Mots-clés : accès aux aliments, santé, défavorisation, statut socioéconomique
Introduction
Accès aux aliments et santé
L’accès à des aliments sains et nutritifs est
L’accès aux aliments est habituellement
mesuré en termes de proximité à certains
types de magasins d’alimentation5. Les
grands supermarchés fournissent généralement une plus grande variété d’aliments sains à des prix plus bas que les
petites épiceries ou les dépanneurs6-13.
Certaines recherches montrent que, comparativement aux résidents qui vivent plus
loin, ceux qui vivent près des super-
associé à des résultats sur la santé sur le
plan écologique1-4. L’étude de l’accès aux
aliments dans certaines zones géographiques présente donc de plus en plus
d’intérêt, plus particulièrement en ce qui
a trait aux écarts en matière d’accès
compte tenu de facteurs comme le statut
socioéconomique (SSE).
marchés sont consomment davantage de
fruits et légumes et, dans l’ensemble, ont
des régimes alimentaires plus sains et des
taux d’obésité plus faibles6,14-19.
Par ailleurs, les restaurants-minute vendent habituellement des aliments transformés et peu nutritifs, qui sont
hypercaloriques et à forte teneur en
sodium20. Selon certaines études, le fait
de résider près de restaurants-minute est
associé à des régimes alimentaires moins
sains, à l’obésité et à une moins bonne
santé, avec des maladies telles que le
diabète et les maladies du cœur6,16,21-24.
Cependant, selon d’autres études, il
n’existe pas de lien entre la proximité de
restaurants-minute et les effets sur le
régime alimentaire et la santé25-27.
Équilibre alimentaire et santé
L’équilibre alimentaire se mesure par le
ratio entre la proximité des supermarchés
(et donc l’accès à des aliments sains) et la
proximité des restaurants-minute (et donc,
l’accès à des aliments malsains). Il a été
déterminé que l’équilibre alimentaire est
associé aux résultats sur la santé28,29. Par
exemple, une étude menée à Edmonton
(Alberta) a montré que l’équilibre alimentaire était significativement associé à
l’obésité : moins un endroit était
« équilibré », plus il était probable qu’un
résident soit obèse29.
Accès aux aliments et statut
socioéconomique
Le gradient socioéconomique du régime
alimentaire, selon lequel les groupes d’un
Rattachement des auteurs :
1. Observatoire de la santé publique, Santé publique et des populations, région sanitaire de Saskatoon, Saskatoon (Saskatchewan), Canada
2. Ministère de la Promotion de la santé, Santé publique et des populations, région sanitaire de Saskatoon, Saskatoon (Saskatchewan), Canada
Correspondance : Jennifer Cushon, Observatoire de la santé publique, Santé publique et des populations, région sanitaire de Saskatoon, 101-310 Idylwyld Dr. N., Saskatoon (Saskatchewan)
S7L 0Z2; tél. : 306-655-4634; téléc. : 306-655-4498; courriel : jennifer.cushon@saskatoonhealthregion.ca
$
165
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
SSE élevé consomment des aliments plus
sains que ceux d’un SSE moins élevé,
existe à l’échelle internationale comme
nationale30. L’un de ses facteurs explicatifs est l’accès : les résidents de quartiers
défavorisés ont un accès moindre à des
aliments sains que les résidents de quartiers plus riches31. Les résidents à faible
revenu n’ont pas toujours accès à un
véhicule, ce qui amplifie la difficulté
d’accès aux aliments13,24,32. Selon une
étude à méthodes mixtes menée à
Saskatoon (Saskatchewan), les principaux
facteurs ayant une influence sur l’achat
des aliments étaient la possession d’un
véhicule, le revenu et la facilité d’accès33.
meilleur accès aux supermarchés10.
Cependant, les résidents les plus pauvres
étaient 2,3 fois plus susceptibles d’habiter
à 5-10 minutes à pied d’un restaurantminute que ceux qui vivaient dans des
quartiers mieux nantis37. Ces conclusions
s’apparentent à celles des études américaines38-40. Selon une étude menée à
London, en Ontario, certains quartiers à
faible revenu constituent des déserts alimentaires même si dans certains quartiers
mieux nantis l’accès à des supermarchés
est difficile41. Cela laisse croire que la
recherche sur l’accès aux aliments doit se
faire au cas par cas pour guider les
politiques et les pratiques locales31,34.
Des études américaines ont conclu que
l’accès à des aliments sains est généralement plus difficile dans les quartiers
défavorisés21,34. Toutefois, des études
empiriques menées dans d’autres pays
industrialisés tirent des conclusions mitigées. Des études menées au Canada, en
Australie et en Écosse ne tirent pas de
conclusion dans ce sens, certaines concluant même que les quartiers à faible
revenu offraient un meilleur accès à des
aliments sains que les quartiers mieux
nantis8,12,20,35.
Le but de notre étude était de répondre
aux questions de recherche suivantes :
1) Comment l’accès aux aliments et
l’équilibre alimentaire à Saskatoon
varient-ils en lien avec la défavorisation du quartier?
2) À Saskatoon, l’accès aux aliments et
l’équilibre alimentaire suivent-ils un
gradient socioéconomique?
Méthodologie
Magasins d’alimentation et restaurantsminute
Déserts alimentaires
Au cours de la dernière décennie, les
travaux de recherche sur l’accès aux
aliments ont porté de plus en plus sur les
déserts alimentaires. Selon le département
de l’Agriculture des États-Unis, un désert
alimentaire est un secteur de recensement
à faible revenu où une proportion ou un
nombre important de résidents ont difficilement accès à un supermarché ou à une
grande épicerie36. Bien que des recherches
américaines aient conclu sans équivoque à
l’existence de déserts alimentaires, les
résultats concernant les déserts alimentaires au Canada sont moins concluants34.
En fait, une étude menée à Montréal
(Québec) a conclu que cette ville compte
très peu de déserts alimentaires et que les
résidents à faible revenu y avaient un
meilleur accès à des supermarchés que les
autres résidents7. Selon une autre étude,
les résidents à faible revenu d’Edmonton,
en Alberta, auraient en moyenne un
Nous avons défini les supermarchés
comme des épiceries de détail appartenant à de grandes chaı̂nes et offrant
généralement une plus grande variété de
produits sains à un prix moindre que les
supermarchés plus petits et indépendants
ou que les autres magasins d’alimentation (au moment de l’étude, les magasins
Walmart à Saskatoon n’offraient pas une
grande variété d’aliments)7,42. Afin de
trouver l’emplacement de tous les supermarchés à Saskatoon et pour démontrer
l’accès aux aliments sains (n=22), nous
avons utilisé plusieurs sources de données pour 2007 et 2008, en particulier
l’annuaire téléphonique, des sites Web
d’entreprises et des renseignements
locaux. Les emplacements ont été vérifiés à l’aide d’un système de localisation
GPS, de Google Earth et d’adresses de la
Ville de Saskatoon. Tous les emplacements ont été géocodés dans une base de
données.
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
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166
Nous avons défini les restaurants-minute
comme des restaurants où il n’y a pas de
serveurs et où les clients paient leurs
aliments avant de les recevoir, puis les
emportent eux-mêmes à leur table ou à
l’extérieur de l’établissement43. Nous
avons déterminé l’emplacement de tous
les restaurants-minute, de toutes les aires
de restauration dans les centres commerciaux et de tous les dépanneurs qui
servent des repas chauds (n=120) en
utilisant des données fournies par le
service de la sécurité des collectivités
(Safe Communities Department) de la
région sanitaire de Saskatoon pour août
2008. Les emplacements ont été géocodés
de la même manière que l’emplacement
des supermarchés.
Défavorisation
Nous avons déterminé la défavorisation
des quartiers à l’aide de l’indice de
défavorisation mis au point par l’Institut
national de santé publique du Québec
(INSPQ)44. Cet indice permet de mesurer
la défavorisation selon les aires de diffusion (AD), soit les plus petites aires
utilisées pour le recensement canadien45.
Les AD sont composées d’un ou de
plusieurs ı̂lots limitrophes regroupant de
400 à 700 résidents environ. L’indice de
défavorisation comporte deux composantes : la défavorisation sociale et la
défavorisation matérielle. La défavorisation sociale comprend trois variables : la
proportion de familles monoparentales, la
proportion de résidents vivant seuls et
l’état matrimonial. La défavorisation
matérielle est mesurée à l’aide des variables suivantes : le niveau de scolarité, le
revenu moyen et la situation professionnelle. L’INSPQ nous a fourni pour cette
étude les résultats relatifs aux AD de
Saskatoon pour ce qui est de la défavorisation matérielle et de la défavorisation
sociale. Les résultats relatifs aux AD ont
été calculés en fonction du recensement
canadien de 2006. Nous avons attribué
aux AD les quintiles de défavorisation,
chacun d’entre eux représentant environ
20 % de la population de Saskatoon. Les
figures 1 et 2 illustrent la défavorisation
matérielle et la défavorisation sociale à
Saskatoon. La rivière Saskatchewan Sud,
FIGURE 1
Défavorisation matérielle, Saskatoon (Saskatchewan)
LÉGENDE
Quintile de défavorisation
matérielle
1 (le moins défavorisé)
2
3
4
5 (le plus défavorisé)
Données absentes
Quartiers
non résidentiels
0
qui traverse Saskatoon, sépare la ville en
deux, l’est et l’ouest.
Accès aux aliments et équilibre alimentaire
En nous fondant sur la méthodologie
utilisée par Apparicio et coll.7 pour
Montréal (Québec), nous avons utilisé
trois mesures pour déterminer le niveau
d’accès aux supermarchés : proximité,
diversité et variété. Ces mesures ont toutes
été calculées à l’échelle des ı̂lots urbains.
Nous avons calculé la proximité en
mesurant la distance euclidienne (c.-à-d.
en ligne droite) entre le centroı̈de (c.-à-d.
le centre géographique) de chaque ı̂lot
urbain et celui de chaque supermarché.
Nous avons défini la diversité comme
étant le nombre moyen de supermarchés
situés à 1 km ou moins (c.-à-d. à distance
de marche7) du centroı̈de de chaque ı̂lot.
La variété a été définie comme étant la
distance moyenne entre le centroı̈de de
chaque ı̂lot et les trois supermarchés de
chaı̂nes différentes les plus proches. Les
résidents qui vivent près de plusieurs
chaı̂nes différentes disposent en effet du
plus grand choix de marques et de prix7.
Nous avons combiné les mesures de la
proximité, de la diversité et de la variété
afin de créer un indice d’accessibilité aux
supermarchés. Il s’agit d’une approche
novatrice en ce qui concerne la mesure
de l’accessibilité aux aliments. Les résultats liés à la proximité ont été classés en
tertiles en fonction des résultats relatifs à
l’ı̂lot. Si un ı̂lot se classait dans le pire
tertile en ce qui concerne la proximité, il
obtenait une note de 1, sinon il obtenait
$
167
11
22
3km
3 km
une note de 0. Les résultats relatifs à la
variété ont également été classés dans des
tertiles, et les ı̂lots ont été notés de la
même manière que pour la proximité.
Quant à la mesure de la diversité, un point
supplémentaire était ajouté si un ı̂lot se
trouvait à plus d’1 km d’un supermarché.
Nous avons additionné les résultats de
chaque ı̂lot pour produire un indice, la
note maximale de 3 étant attribuée aux
ı̂lots ayant l’accès le plus faible à des
supermarchés.
En divisant la distance minimale d’un
supermarché par la distance minimale
d’un restaurant-minute, nous avons
obtenu un indice de l’équilibre alimentaire
pour chaque ı̂lot. Un indice d’équilibre
alimentaire de 1 indique que les restaurants-minute et les supermarchés sont à
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
FIGURE 2
Défavorisation sociale, Saskatoon (Saskatchewan)
LÉGENDE
Quintile de défavorisation
sociale
1 (le moins défavorisé)
2
3
4
5(le plus défavorisé)
Données absentes
Quartiers
non résidentiels
0
une distance égale du centroı̈de de l’ı̂lot.
Les quartiers dont l’indice de l’équilibre
alimentaire est inférieur à 1, parce que le
supermarché le plus proche se trouve plus
près que le restaurant-minute le plus
proche, ont été considérés comme plus
« équilibrés »23.
Enfin, comme nos données n’obéissaient
pas à une distribution normale, nous
avons examiné les relations entre l’accès
aux aliments, l’équilibre alimentaire, la
défavorisation matérielle et la défavorisation sociale à l’aide des tests non paramétriques de Kruskal-Wallis. Nous avons
eu recours ensuite aux tests U de MannWhitney puis à la correction de Bonferroni
pour déterminer s’il existait d’importantes
différences entre les quintiles de défavorisation.
Nous avons également tenté de cerner les
secteurs préoccupants quant à l’accès aux
aliments et à l’équilibre alimentaire. Ces
secteurs étaient les quartiers défavorisés
(quartiers se classant dans le cinquième
quintile relativement à la défavorisation
matérielle ou à la défavorisation sociale)
avec accès difficile à des supermarchés
(indice d’accessibilité de 3) et note pour
l’équilibre alimentaire favorisant les restaurants-minute (indice d’équilibre alimentaire de 2 ou plus).
Résultats
Supermarchés
Proximité
Près de la moitié (45 %) de la population
vivait à 1 km ou moins d’un supermarché.
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168
1
2
3 km
La distance moyenne entre les ı̂lots résidentiels et le supermarché le plus proche
était de 1 094 mètres (figure 3; renseignements supplémentaires fournis sur
demande).
La proximité variait fortement en fonction
de la défavorisation matérielle (tableau 1;
renseignements supplémentaires fournis
sur demande) et de la défavorisation
sociale (tableau 2; renseignements supplémentaires fournis sur demande). Par
exemple, en ce qui concerne la défavorisation matérielle, les ı̂lots les plus défavorisés (cinquième quintile) se trouvaient
beaucoup plus loin du supermarché le
plus proche que les ı̂lots les moins
défavorisés (premier quintile). La proximité diminuait généralement lorsque la
défavorisation augmentait.
FIGURE 3
Proximité du supermarché le plus proche, Saskatoon (Saskatchewan)
LÉGENDE
Distance entre le domicile
et le supermarché le plus
proche (en mètres)
36 à 499
500 à 999
1 000 à 1 499
1 500 à 1 999
2 000 à 3 733
Quartiers
non résidentiels
0
Cependant, en ce qui a trait à la défavorisation sociale, nous avons constaté que
les ı̂lots les moins défavorisés (premier
quintile) se trouvaient beaucoup plus loin
du supermarché le plus proche que ceux
des autres quintiles. La proximité augmentait à mesure que la défavorisation
diminuait, même si les troisième et cinquième quintiles étaient très similaires à
cet égard.
Diversité
À Saskatoon, le nombre moyen relatif à la
diversité était de 0,79, c’est-à-dire que le
résident moyen ne disposait pas de supermarché à distance de marche (1 km)
(figure 4, renseignements supplémentaires fournis sur demande). La diversité
était plutôt faible dans bon nombre de
secteurs de la ville, surtout dans les
secteurs défavorisés sur les plans matériel
et social situés à l’ouest de la rivière
Saskatchewan Sud et dans ceux en périphérie de la ville, là où la défavorisation
était mixte (c.-à-d. que les ı̂lots de ces
secteurs se classaient dans tous les quintiles).
Nous avons également conclu que la
diversité variait beaucoup en fonction de
la défavorisation matérielle (tableau 1;
renseignements supplémentaires fournis
sur demande) et de la défavorisation
sociale (tableau 2; renseignements supplémentaires fournis sur demande). La diversité était généralement moindre là où la
défavorisation matérielle était plus
grande, même si les ı̂lots du deuxième
quintile ne reflétaient pas cette tendance et
que des ı̂lots des deuxième et cinquième
quintiles bénéficiaient d’une diversité
moindre.
$
169
1
2
3 km
En ce qui a trait à la défavorisation sociale,
les ı̂lots les moins défavorisés (premier
quintile) présentaient la diversité la plus
faible de tous les quintiles.
Variété
La distance moyenne pour se rendre aux
trois supermarchés de chaı̂nes différentes
les plus proches (figure 5) était de 1 657 mètres. Comme pour la proximité et la
diversité, la variété était considérablement
moindre dans les secteurs les plus défavorisés situés à l’ouest de la rivière
Saskatchewan Sud et dans les banlieues
en périphérie de la ville, où la défavorisation était mixte.
La variété fluctuait beaucoup en fonction
de la défavorisation matérielle et de la
défavorisation sociale. En ce qui concerne
la défavorisation matérielle, les ı̂lots du
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
TABLEAU 1
Statistiques relatives à l’accès aux aliments et à l’équilibre alimentaire par quintile de défavorisation matérielle, 2006, Saskatoon
(Saskatchewan)
Quintile
1 (le moins défavorisé)
Population totale (n)
2
3
4
5 (le plus défavorisé)
39 353
39 418
39 536
39 528
39 144
993 (530)
1 086 (541)
1 085 (607)
1 097 (564)
1 141 (559)
49
48
38
33
54
Diversité des supermarchésb (moyenne)
(É.-T.)
0,97 (1,08)
0,69 (0,92)
0,90 (1,23)
0,85 (1,30)
0,65 (0,84)
Variété des supermarchésc (distance
moyenne en m) (É.-T.)
1 580 (596)
1 767 (606)
1 625 (679)
1 620 (590)
1 647 (563)
Proximité des restaurants-minutea
(distance moyenne en m) (É.-T.)
737 (465)
802 (486)
762 (586)
680 (418)
642 (401)
Population à 1 km ou moins d’un
restaurant-minute (en %)
70
78
67
71
84
2,0 (3,8)
1,8 (1,9)
2,1 (2,2)
2,3 (3,4)
2,8 (3,7)
19
24
29
30
36
Proximité des supermarchésa
(distance moyenne en m) (É.-T.)
Population à 1 km ou moins d’un
supermarché (en %)
Indice de l’équilibre alimentaire
(moyenne) (É.-T.)
Population dont l’indice de l’équilibre
alimentaire est supérieur à 2 (en %)
Abréviation : É.-T., écart-type.
a
La proximité est définie comme étant la distance euclidienne (c.-à-d. en ligne droite) entre le centroı̈de (centre géographique) de chaque ı̂lot urbain et chaque supermarché.
b
La diversité est définie comme étant le nombre moyen de supermarchés à 1 km ou moins du centroı̈de de chaque ı̂lot.
c
La variété est définie comme étant la distance moyenne entre le centroı̈de de chaque ı̂lot et les trois supermarchés de chaı̂nes différentes les plus proche.
TABLEAU 2
Statistiques relatives à l’accès aux aliments et à l’équilibre alimentaire par quintile de défavorisation sociale, 2006, Saskatoon (Saskatchewan)
Quintile
1 (le moins défavorisé)
Population totale (n)
2
3
4
5 (le plus défavorisé)
39 572
39 690
39 612
39 366
38 739
1 346 (536)
1 145 (629)
978 (486)
1 065 (527)
972 (575)
24
37
48
54
59
Diversité des supermarchésb (moyenne)
(É.-T.)
0,38 (0,69)
0,85 (1,22)
0,98 (1,17)
0,79 (1,02)
0,92 (1,13)
Variété des supermarchésc (distance
moyenne en m) (É.-T.)
1 916 (570)
1 714 (686)
1 452 (515)
1 655 (580)
1 588 (617)
Proximité des restaurants-minutea
(distance moyenne en m) (É.-T.)
1 072 (612)
781 (510)
641 (316)
628 (380)
604 (443)
Population à 1 km ou moins d’un
restaurant-minute (en %)
57
69
75
86
83
Indices de l’équilibre alimentaire
(moyenne) (É.-T.)
1,7 (1,2)
1,8 (1,3)
2,0 (2,9)
2,7 (3,9)
2,7 (4,1)
33
21
19
34
32
Proximité des supermarchésa (distance
moyenne en m) (É.-T.)
Population à 1 km ou moins d’un
supermarché (en %)
Population dont l’indice de l’équilibre
alimentaire est supérieur à 2 (en %)
Abréviation : É.-T., écart-type.
a
La proximité est définie comme étant la distance euclidienne (c.-à-d. en ligne droite) entre le centroı̈de (centre géographique) de chaque ı̂lot urbain et chaque supermarché.
b
La diversité est définie comme étant le nombre moyen de supermarchés à 1 km ou moins du centroı̈de de chaque ı̂lot.
c
La variété est définie comme étant la distance moyenne entre le centroı̈de de chaque ı̂lot et les trois supermarchés de chaı̂nes différentes les plus proches.
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
170
FIGURE 4
Diversité des supermarchés, Saskatoon (Saskatchewan)
LÉGENDE
Nombre de supermarchés
à un kilomètre ou moins
0
1-2
3-5
Quartiers
non résidentiels
00
deuxième quintile étaient significativement plus éloignés des trois supermarchés
les plus proches que les ı̂lots du premier
quintile (tableau 1). Nous n’avons pas
dégagé de tendance claire entre variété et
défavorisation matérielle.
Lorsque nous examinons la variété en
fonction de la défavorisation sociale, nous
constatons que les ı̂lots les moins défavorisés (premier quintile) sont beaucoup
plus loin des trois supermarchés les plus
proches que les ı̂lots des autres quintiles
(tableau 2). La encore, nous n’avons pas
observé de tendance claire à ce titre pour
ce qui est de la défavorisation sociale.
Restaurants-minute
Proximité
Les trois quarts (74 %) des résidents de la
ville vivaient à 1 km ou moins d’un
restaurant-minute, et la distance moyenne
pour se rendre au restaurant-minute le
plus proche était de 724 mètres (figure 6).
De manière générale, les ı̂lots les plus
éloignés des restaurants-minute se trouvaient en périphérie de la ville, où le
niveau de défavorisation était mixte.
La proximité du restaurant-minute le plus
proche variait considérablement en fonction de la défavorisation matérielle. Les
$
171
11
22
33km
km
ı̂lots les plus défavorisés (cinquième quintile) étaient beaucoup plus proches des
restaurants-minute les plus proches que
les ı̂lots les moins défavorisés (premier
quintile). Cependant, la proximité avec le
restaurant-minute le plus proche ne semble pas correspondre à un gradient socioéconomique (tableau 1).
Quant à la défavorisation sociale, les ı̂lots
les moins défavorisés (premier quintile)
étaient situés beaucoup plus loin du
restaurant-minute le plus proche que les
ı̂lots des autres quintiles (tableau 2). La
proximité avec le restaurant-minute le
plus proche était souvent plus grande
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
FIGURE 5
Variété des supermarchés, Saskatoon (Saskatchewan)
LÉGENDE
Distance moyenne de 3
supermarchés de chaînes
différentes (en mètres)
264 à 999
1 000 à 1 499
1 500 à 1 999
2 000 à 2 499
2 500 à 4 120
Quartiers
non résidentiels
00
Équilibre alimentaire
(premier
et
deuxième
quintiles)
(tableau 1). L’équilibre alimentaire se
détériorait généralement lorsque la défavorisation matérielle était plus importante.
Le ratio moyen de l’équilibre alimentaire à
Saskatoon est de 2,3, ce qui signifie que le
résident moyen habite plus de deux fois
plus loin d’un supermarché que d’un
restaurant-minute (figure 7). Cependant,
certains secteurs de l’ouest de la ville, plus
défavorisés sur les plans matériel et social,
affichaient un ratio d’équilibre alimentaire
s’élevant à 58,8.
L’équilibre alimentaire variait également
considérablement en fonction de la défavorisation sociale (tableau 2). Certains
ı̂lots des quatrième et cinquième quintiles
affichaient un déséquilibre beaucoup plus
prononcé que ceux des premier et troisième quintiles. L’équilibre alimentaire
diminuait lorsque la défavorisation sociale
augmentait.
L’équilibre alimentaire variait considérablement en fonction de la défavorisation
matérielle. Certains des ı̂lots les plus
défavorisés (quatrième et cinquième
quintiles) étaient beaucoup moins équilibrés que les ı̂lots les moins défavorisés
Secteurs préoccupants
lorsque la défavorisation sociale était plus
grande.
Nous avons combiné les résultats de
l’indice d’équilibre alimentaire à ceux de
l’indice d’accessibilité afin de cerner les
secteurs préoccupants dans les quartiers
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11
22
33km
km
de Saskatoon les plus défavorisés sur le
plan matériel ou social (cinquième quintile). La figure 8 présente ces secteurs en
fonction de la défavorisation matérielle, la
figure 9 en fonction de la défavorisation
sociale. Sur le plan de la défavorisation
matérielle, le secteur de Saskatoon concerné le plus étendu est situé au sud de la
ville, à l’ouest de la rivière Saskatchewan
Sud. Sur le plan de la défavorisation
sociale, le secteur le plus étendu se situe
plutôt au nord de la rivière.
Analyse
Nos résultats indiquent que l’accès aux
supermarchés mesuré par la proximité, la
diversité et la variété ne suit pas de
schéma précis. La proximité est plus faible
de manière générale lorsque la défavorisation matérielle est plus élevée, mais elle
FIGURE 6
Proximité des restaurants-minute, Saskatoon (Saskatchewan)
LÉGENDE
Distance entre le domicile
et le restaurant-minute le
plus proche (en mètres)
10 à 499
500 à 999
1 000 à 1 499
1 500 à 1 999
2 000 à 3 496
Quartiers
non résidentiels
00
s’améliore lorsque la défavorisation
sociale augmente. De même, la diversité
est plus faible de manière générale lorsque
la défavorisation matérielle est plus
importante, quoique les ı̂lots du deuxième
quintile ne suivent pas ce schéma. Nous
n’avons pas observé de schéma clair
quant à la diversité en lien avec la
défavorisation sociale ou à la variété en
lien avec la défavorisation matérielle ou
sociale. D’autres études canadiennes portant sur l’accès aux aliments et le statut
socioéconomique en fonction de l’emplacement géographique n’ont pas, elles non
plus, permis de dégager de schéma
clair7,10,12,41.
Les trois quarts des résidents de Saskatoon
vivent à une distance de marche (1 km ou
moins) d’un restaurant-minute, mais
moins de la moitié d’entre eux vivent à
une distance de marche d’un supermarché. Cela peut être attribuable au
grand écart entre le nombre de supermarchés (n=22) et le nombre de restaurants-minute (n=120) évalués dans
l’étude. Cependant, cela n’explique toujours pas pourquoi certains secteurs plus
défavorisés à l’ouest présentaient un ratio
d’équilibre alimentaire aussi élevé (58,8).
La proximité des restaurants-minute ne
suit pas un schéma précis en fonction de la
défavorisation matérielle, mais, en général, elle augmente proportionnellement à
la défavorisation sociale.
Les secteurs préoccupants ne sont pas les
mêmes selon le point de vue de la
défavorisation sociale et celui de la défavorisation matérielle. Les études antérieures ont presque toutes exclusivement
tenu compte du lien entre l’accès aux
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173
11
22
33km
km
aliments et la défavorisation matérielle. Il
est cependant très plausible que la défavorisation sociale constitue un élément
distinct qui exige un examen plus approfondi. Des études à l’échelon individuel
devraient être menées afin de déterminer
de quelle façon la défavorisation matérielle et sociale dans chaque secteur a des
répercussions sur l’accès aux aliments et,
en fin de compte, sur les comportements
liés à la santé. En d’autres termes, comment l’accès aux aliments et la défavorisation selon le secteur ont-ils des
répercussions sur le type d’aliments
achetés et consommés? Les recherches
les liens entre santé et localisation doivent
tenir compte de manière plus complète des
mécanismes reliant les caractéristiques du
bâti et les comportements individuels liés
à la santé comme la consommation d’aliments sains13,27.
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
FIGURE 7
Ratio de l’équilibre alimentaire, Saskatoon (Saskatchewan)
LÉGENDE
Ratio de l’équilibre
alimentaire
0,74 ou moins (le meilleur)
0,75 à 1,25 (équilibré)
1,26 à 1,99
2 à 58,8 (le pire)
Quartiers
non résidentiels
00
En ce qui a trait à la méthodologie, notre
étude est une contribution originale à la
littérature sur le sujet. La majorité des
études sur l’accès aux aliments n’ont eu
recours qu’à une seule mesure de
l’accès14,46,47. Certaines d’entre elles ont
bien eu recours à plus d’une mesure de
l’accès7,48, mais très peu ont combiné un
indice d’accessibilité et un indice d’équilibre alimentaire23. Notre indice d’équilibre alimentaire était similaire à l’indice de
l’environnement des magasins d’alimentation (Retail Food Environment Index)
utilisé dans une étude menée à
Edmonton (Alberta), qui a additionné le
nombre de restaurants-minute et le nombre de dépanneurs puis a divisé leur
somme par le nombre d’épiceries et
d’épiceries fines se trouvant à l’intérieur
d’un périmètre donné29. Si nous avions
appliqué cet indice à Saskatoon, il est
11
22
33 km
km
probable que les indices de déséquilibre
alimentaire auraient été encore plus
élevés, car les dépanneurs y sont beaucoup plus nombreux que les épiceries
fines.
canadiennes en vue de faciliter les comparaisons entre les provinces et territoires
en utilisant les seuils nationaux (pour
notre étude, ce sont les seuils locaux qui
ont été utilisés).
Une autre contribution originale de notre
étude a été l’utilisation d’un indice de
défavorisation qui s’applique aux dimensions matérielle et sociale. Comme nous
l’avons déjà mentionné, l’accès aux aliments a d’abord et avant tout été étudié en
rapport avec la défavorisation matérielle,
les répercussions de la défavorisation
sociale ayant été peu étudiées. Étant
donné que l’indice de défavorisation de
l’INSPQ a servi à évaluer l’état de santé et
les résultats sur la santé dans des quartiers
urbains des principales métropoles au
Canada49, notre méthodologie pourrait
facilement être appliquée à d’autres villes
Limites
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
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174
Bien que, dans le cadre de notre étude,
nous ayons adopté des approches novatrices pour déterminer les liens entre
l’accès aux aliments, l’équilibre alimentaire et la défavorisation, il convient de
relever certaines limites. Tout d’abord,
même si nous avons tenu compte de bon
nombre de dimensions de l’accès, nous
n’avons pas tenu compte de l’accès
économique. Par exemple, le prix des
aliments moins sains est généralement
plus bas50. Les études à venir devraient
tenir compte du lien entre l’accès et le prix
FIGURE 8
Zones géographiques matériellement défavorisées ayant un pauvre accès aux supermarchés et un pauvre équilibre alimentaire, Saskatoon
(Saskatchewan)
LÉGENDE
Équilibre alimentaire : îlots
dont l’indice est de 2 ou plus
Îlots ayant l’accessibilité aux
supermarchés la plus faible
Îlots appartenant aux deux
catégories
Quartiers
non résidentiels
0
des aliments ainsi que de la manière dont
ceux-ci sont en lien avec la défavorisation
du quartier et avec les schémas de
consommation sur le plan individuel.
Dans le cadre de notre étude, nous
n’avons pas tenu compte de la mobilité.
En d’autres termes, la population n’a pas
toujours accès à des aliments dans le
secteur où elle vit27. Par exemple, selon
une étude récente menée à Detroit (ÉtatsUnis), l’espace d’activité (c.-à-d. l’espace
où l’on mène ses activités quotidiennes)
variait souvent en fonction du SSE51.
Une autre limite de notre étude était sa
nature écologique. L’accès dans le secteur
ne garantit pas que toutes les personnes
qui y vivent fréquentent les mêmes
magasins d’alimentation ou, plus impor-
tant encore, consomment les mêmes aliments. Comme nous l’avons déjà
mentionné, les prochaines études devraient tenir compte du lien entre les
mesures en fonction du secteur, telles
que l’accès aux aliments, et les mesures
individuelles, telles que les habitudes
alimentaires et les résultats sur la santé.
Les habitudes alimentaires individuelles
serviraient à déterminer si les personnes
choisissent des aliments sains au supermarché ou des aliments malsains dans des
restaurants-minute. Il serait important de
se pencher sur cette question, car certains
restaurants-minute tentent d’offrir des
options plus saines.
Dans le cadre de notre étude, nous
n’avons pas tenu compte des tendances
temporelles. Bien que certaines de nos
$
175
1
2
3 km
données proviennent d’années différentes
(2006-2008), notre étude était de nature
transversale. Les études similaires étaient
presque entièrement de nature transversale, mais le lien entre l’environnement et
la santé évolue par nature avec le temps52.
Les études longitudinales devraient constituer une autre innovation dans ce
secteur de recherche, intégrant une
mesure et une cartographie de l’accès à
différents moments.
Enfin, les études futures devraient élargir
les critères d’inclusion en ce qui concerne
les magasins d’alimentation. Nous
n’avons pas tenu compte des petits supermarchés indépendants dans la présente
analyse, car ils vendent habituellement
des aliments plus chers et offrent une
variété moindre que les supermarchés de
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
FIGURE 9
Zones géographiques socialement défavorisées ayant un pauvre accès aux supermarchés et un pauvre équilibre alimentaire, Saskatoon
(Saskatchewan)
LÉGENDE
Équilibre alimentaire : îlots
dont l’indice est de 2 ou plus
Îlots ayant l’accessibilité aux
supermarchés la plus faible
Îlots appartenant aux deux
catégories
Quartiers
non résidentiels
00
plus grande taille. Cependant, à certains
endroits, ils constituent la source d’aliments sains la plus proche. De plus, même
si nous avons tenu compte des dépanneurs qui vendent des repas chauds, on
pourrait inclure tous les dépanneurs dans
les prochaines études étant donné les
résultats obtenus dans d’autres études.
Par exemple, dans le cadre d’une étude
américaine, les chercheurs ont conclu que
plus il y a de dépanneurs dans un secteur,
plus il est probable que les indices de
masse corporelle soient plus élevés53.
Dans d’autres études, les chercheurs ont
également tenu compte de restaurants
autres que les restaurants-minute6.
Malgré ses limites, l’étude donne à penser
qu’il faut prévoir des interventions sur le
plan des politiques et des programmes afin
d’améliorer l’accès aux aliments dans la
ville, surtout dans les secteurs défavorisés
à l’ouest de la rivière Saskatchewan Sud.
L’une des interventions visant les secteurs
préoccupants cernés dans l’étude est le
centre communautaire Station 20 West
situé au sud-ouest de la rivière
Saskatchewan Sud. Le centre offrira une
épicerie sans but lucratif proposant des
aliments sains et abordables. D’autres
interventions seraient possibles : inclure
des magasins d’alimentation de qualité
dans les critères de planification de chaque nouveau quartier aménagé dans la
ville54; offrir des incitatifs fiscaux relativement à la prestation de services d’alimentation dans les secteurs défavorisés54;
mettre sur pied des marchés de produits
frais dans les quartiers54; encourager
l’agriculture urbaine55; offrir des services
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
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176
11
22
33km
km
de transport spécialisé pour se rendre aux
supermarchés ou des programmes de
livraison par les supermarchés9,10.
L’évaluation des interventions est une
question clé à approfondir. Bien qu’un
bon nombre d’interventions relatives à
l’accès aux aliments et à l’équilibre alimentaire au Canada aient été proposées,
peu de travaux de recherche ont été menés
sur la mise en œuvre et l’efficacité de ces
interventions29.
Conclusion
L’étude nous permet de conclure que, à
Saskatoon, l’accès aux aliments et l’équilibre alimentaire variaient en fonction de
la défavorisation matérielle et sociale.
Certaines mesures de l’accès aux aliments
semblaient suivre un gradient socioécono-
mique (p. ex. la proximité des supermarchés en lien avec la défavorisation
matérielle; l’équilibre alimentaire diminuant à mesure que la défavorisation
matérielle
et
sociale
augmentait).
Cependant, d’autres mesures ne suivaient
pas de schéma clair. Ces résultats mettent
en évidence l’importance des études contextuelles sur l’accès aux aliments, car
différents schémas ont été observés d’un
pays et d’une ville à l’autre ainsi que dans
un même pays ou une même ville. L’étude
a également mis en lumière bon nombre
d’autres thèmes qui devraient être
explorés dans le contexte de Saskatoon,
tels que les habitudes alimentaires individuelles, la mobilité, la dimension temporelle de l’accès aux aliments et l’accès
économique.
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Repérage des cas d’insuffisance cardiaque congestive à partir de
données administratives : étude de validation utilisant des
dossiers de patients en soins primaires
S. E. Schultz, M.A., M. Sc. (1); D. M. Rothwell, M. Sc. (2); Z. Chen, M.D. (1); K. Tu, M.D. (1, 3, 4)
Cet article a fait l’objet d’une évaluation par les pairs.
Résumé
Introduction : En vue de déterminer si l’utilisation conjuguée des données
administratives hospitalières et des factures présentées par les médecins au titre des
soins ambulatoires pouvait permettre de repérer avec exactitude les patients souffrant
d’insuffisance cardiaque congestive (ICC), nous avons mis à l’essai neuf algorithmes
pour repérer à partir de données administratives les personnes souffrant d’ICC.
Méthodologie : La cohorte de validation par rapport à laquelle les essais ont été effectués
combinait des données provenant d’un échantillon aléatoire de patients adultes inscrits
dans la base de données EMRALD de dossiers médicaux électroniques des médecins de
premier recours en Ontario, au Canada, et des données recueillies en 2004-2005 à partir
d’un échantillon aléatoire de patients en soins primaires pour une étude sur l’hypertension.
On a évalué la sensibilité, la spécificité, la valeur prédictive positive, l’aire sous la courbe
ROC et la combinaison des rapports de vraisemblance positif et négatif des algorithmes.
récent des études de validation des algorithmes utilisés pour repérer les patients
atteints d’ICC à partir de données administratives, Saczynski et collab.3 ont observé
que cela était vrai pour 25 des 35 études
répertoriées.
On a mis au point et validé des algorithmes faisant appel à la fois aux données
de facturation des médecins et aux dossiers de congé des hôpitaux en vue de
repérer les patients présentant une affection chronique qui n’exige pas d’hospitalisation, comme l’hypertension, le diabète,
la cardiopathie ischémique et l’asthme6,9.
Toutefois, parmi les 35 études répertoriées
dans l’examen systématique effectué par
Saczynski et collab.3, neuf seulement
utilisaient des données provenant à la fois
des dossiers de congé des hôpitaux et des
demandes de paiement des soins ambulatoires, et deux seulement utilisaient également des données sur une population,
même si cette population était limitée aux
patients affiliés à un important organisme
de gestion de soins10,11.
Il a été démontré que l’utilisation des
dossiers de congé des hôpitaux par rapport
à celle des dossiers d’hospitalisation pour
L’objet de notre étude était de déterminer
l’algorithme de données administratives le
plus approprié pour repérer les patients
Résultats : Nous avons constaté qu’un dossier d’hospitalisation ou de facturation de
médecin suivi d’un second dossier provenant de l’une ou l’autre de ces sources dans la
même année produisait les meilleurs résultats, avec une sensibilité de 84,8 % et une
spécificité de 97,0 %.
Conclusion : La prévalence de l’ICC dans la population peut être mesurée avec
exactitude à partir de données administratives issues de l’hospitalisation et des soins
ambulatoires.
Mots-clés : insuffisance cardiaque congestive, études de validation, méthodes
épidémiologiques, prévalence dans la population
Introduction
Les dossiers de congé des hôpitaux1,2
servent depuis longtemps à repérer les
patients souffrant d’insuffisance cardiaque
congestive (ICC) qui se présentent à l’hôpital, ou qui sont hospitalisés pour d’autres
problèmes de santé mais dont le dossier
mentionne l’ICC à titre d’affection comorbide. Dans leur examen systématique
repérer les patients atteints d’ICC donnait
des résultats d’une grande exactitude4,5.
Toutefois, compte tenu de l’amélioration
des traitements et de la raréfaction des
ressources hospitalières, une prise en charge
efficace dans la collectivité des patients
souffrant d’insuffisance cardiaque est de
plus en plus fréquente. Par conséquent, ces
patients n’apparaı̂tront probablement pas
dans les données sur les congés des
hôpitaux, ou alors uniquement lorsque leur
maladie aura atteint un stade avancé. En
n’utilisant que les données sur les hospitalisations, on sous-estime donc probablement l’incidence et la prévalence de l’ICC.
Rattachement des auteurs :
1.
2.
3.
4.
Institut de recherche en services de santé, Toronto (Ontario), Canada
Institut de recherche de l’Hôpital d’Ottawa, Ottawa (Ontario), Canada
Département de médecine familiale et communautaire, Université de Toronto, Toronto (Ontario), Canada
Équipe de santé familiale de l’Hôpital Toronto Western, Réseau universitaire de santé, Toronto (Ontario), Canada
Correspondance : Susan E. Schultz, Institut de recherche en services de santé, G1-06, 2075, avenue Bayview, Toronto (Ontario) M4N 3M5; tél. : 416-480-4055, poste 1-3788; téléc. : 416-4806048; courriel : sue.schultz@ices.on.ca
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Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
atteints d’ICC en Ontario (Canada). Nous
avons utilisé l’information disponible dans
les dossiers médicaux électroniques
(DME) des patients vus par des médecins
de premier recours en consultation
externe et dans les dossiers des médecins
de premier recours payés à l’acte afin
d’évaluer la validité et la fiabilité de
différentes combinaisons de données de
facturation des médecins et des données
des hôpitaux sur les congés.
Méthodologie
Sources des données
Cohorte de validation
La cohorte de validation utilisée dans cette
étude comprenait des données provenant
de deux sources. La première était celle
des données recueillies par l’Équipe canadienne de recherche sur les résultats des
interventions en santé cardiovasculaire
(Canadian
Cardiovascular
Outcomes
Research Team, ou CCORT), par l’intermédiaire de 17 médecins ayant utilisé le
logiciel de DME de Solutions cliniquesH et
ayant transmis les dossiers de leurs
patients à la base de données EMRALD
(Electronic Medical Record Administrative
data Linked Database). Les médecins
participant à cette étude devaient avoir
utilisé les DME depuis au minimum deux
ans afin que tous leurs patients possèdent
un DME. Les données des DME ont été
extraites entre juin et décembre 2007, puis
ont été anonymisées, chiffrées, et transférées par voie électronique sécurisée à
l’Institut de recherche en services de santé
(IRSS). L’IRSS est une entité visée par la
Loi sur la protection des renseignements
personnels sur la santé de l’Ontario, ce qui
signifie que cette organisation peut, sans
obtenir de consentement, recevoir et
utiliser des renseignements sur la santé à
des fins d’analyse et de compilation de
données statistiques sur le système de
soins de santé de l’Ontario. La collecte des
données se fait à partir d’un large éventail
de sources, dont le ministère de la Santé et
des Soins de longue durée, les hôpitaux et
les médecins, dans la mesure où l’IRSS a
mis en place des politiques, des pratiques
et des procédures qui ont été vérifiées et
approuvées par le Commissaire à l’information et à la protection de la vie privée
de l’Ontario. Les données utilisées dans la
présente étude ont été traitées conformément à la méthode de fonctionnement
uniformisée de l’organisme visant à
assurer le respect de la vie privée et de la
confidentialité des données des patients.
La population totale admissible de
patients ayant un DME était constituée
de 19 376 patients adultes actifs de 20 ans
ou plus. Le terme « actif » signifie ici
inscrit auprès d’un des médecins participants, ayant consulté au moins deux fois
au cours des trois dernières années et
possédant une carte valide de l’Assurancesanté de l’Ontario. Trois analystes spécialistes de l’extraction de données ont extrait
les données à partir d’un échantillon
aléatoire de 5 % de ces patients
(n=969). La fidélité inter-observateurs
touchant la concordance globale de la
présence ou de l’absence d’ICC était très
satisfaisante (indice kappa [k]>0,80).
La seconde source de données était un
échantillon aléatoire de dossiers de
patients de 76 cabinets de médecins de
famille rémunérés à l’acte dont les données avaient été extraites entre décembre
2004 et août 2005 pour valider un algorithme faisant appel aux données administratives afin de repérer les cas
d’hypertension6. Dans cette étude,
l’extraction des données des dossiers a
été effectuée à partir d’un échantillon
aléatoire de tous les patients admissibles
(n=2 472). Étaient admissibles les
patients réguliers du cabinet médical qui
étaient venus en consultation au moins
deux fois au cours des trois années
précédentes, qui étaient âgés d’au moins
38 ans et qui possédaient un numéro de
carte santé de l’Ontario. Deux spécialistes
ont extrait les données des dossiers, ici
encore avec une très bonne fidélité interobservateurs à l’égard de la concordance
globale de la présence ou de l’absence
d’ICC (k>0,80).
Nous avons repéré par la même méthode
les patients atteints d’ICC à partir des deux
sources de données : des spécialistes de
l’extraction des données des dossiers ont
examiné toutes les entrées figurant dans le
DME ou, durant les trois années précédentes, dans le dossier médical des
patients. Pour chaque entrée, on a indiqué
s’il y avait présence d’ICC, possibilité
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
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d’ICC, antécédents familiaux d’ICC ou
absence d’ICC. Une entrée pour laquelle
on notait la présence d’ICC signifiait que
le médecin avait explicitement indiqué
dans le dossier que le patient était atteint
d’ICC ou d’insuffisance ventriculaire, de
décompensation cardiaque, d’insuffisance
cardiaque (droite ou gauche), de dysfonctionnement de la pompe cardiaque,
d’insuffisance ventriculaire ou d’œdème
pulmonaire, qui sont autant de synonymes
de l’ICC. Pour les résultats des tests
diagnostiques compatibles avec une conclusion d’ICC, on a indiqué qu’il y avait
possibilité d’ICC. S’il n’y avait aucune
mention de l’ICC ou de l’un de ses
synonymes dans le dossier, on a considéré
que le patient n’était pas atteint d’ICC.
Lors de la compilation des données, le
patient n’était considéré comme atteint
d’ICC que si une ou plusieurs entrées
confirmaient la présence de cette affection.
Pour assurer la cohérence entre les deux
sources de données, seuls les individus
appartenant à la cohorte de DME âgés d’au
moins 38 ans ont été inclus. Nous ne nous
attendions pas à ce que cela introduise un
biais quelconque, car l’échantillon de
DME était un simple échantillon aléatoire
de chaque cabinet médical. Pour permettre l’analyse de ces données, on a chiffré le
numéro de la carte santé de chaque patient
afin d’obtenir un numéro d’identification
unique pouvant être apparié avec les
fonds de données administratives de
l’Ontario hébergées à l’IRSS.
Sources de données administratives
Les sources des données administratives
utilisées pour repérer les cas d’ICC dans la
population étaient la Base de données sur
les congés des patients (BDCP) et la Base
de données sur les chirurgies d’un jour
(SDS), hébergées par l’Institut canadien
d’information sur la santé (ICIS), ainsi que
la base de données de l’Assurance santé
de l’Ontario des factures des médecins
rémunérés à l’acte ou des factures pro
forma. Dans les bases de données BDCP et
SDS, les diagnostics sont classifiés à l’aide
des codes de la Classification internationale des maladies, 9e révision (CIM-9) s’ils
sont antérieurs à 2002 et à l’aide des codes
de la 10e révision s’ils sont postérieurs
à 2002; la base de données de
l’Assurancesanté de l’Ontario utilise une
version modifiée de la CIM-8. La base de
données sur la facturation des médecins
de l’Assurancesanté de l’Ontario consigne
plus de 95 % des consultations de
médecins de premier recours exerçant en
cabinet par les résidants de l’Ontario. Le
code de diagnostic correspondant à l’ICC
dans la base de données de l’sssurancesanté de l’Ontario sur la facturation des
médecins ou dans les bases de données de
l’ICIS sur l’hospitalisation (BDCP ou SDS)
était le code du diagnostic principal; à
défaut de ce code, une affection comorbide était considérée comme une indication positive de la présence d’ICC.
Codes de diagnostic utilisés pour définir
l’ICC
Les codes de diagnostic utilisés pour
définir l’ICC varient considérablement.
Dans la CIM-9, l’ICC est le plus souvent
définie par le code 428. Lee et collab.4 ont
validé le code 428 de la CIM-9 par rapport
à deux ensembles de critères cliniques en
utilisant les données des dossiers des
hôpitaux sur les patients et ont conclu
qu’il était hautement prédictif. Vermeulen
et collab.13 ont eux aussi comparé l’utilité
des codes 428 de la CIM-9 et I50 de la CIM10 et ont conclu qu’ils étaient comparables. Ces deux résultats répondent à la
question de savoir si les codes 428 de la
CIM-9 et I50 de la CIM-10 permettent de
repérer correctement les cas d’insuffisance
cardiaque. Toutefois, ils ne permettent pas
de déterminer si ces codes sont suffisants
pour repérer tous les cas d’ICC. Dans des
études effectuées ailleurs5,14,15, on a utilisé
une palette plus large de codes de diagnostic pour repérer les cas d’ICC à partir
des données administratives. Nous avons
décidé de comparer deux définitions de
l’ICC : une définition étroite utilisant
uniquement le code 428 de la CIM-9 et
les codes I500, I501 et I509 de la CIM-10,
et une définition plus large incluant
également les codes correspondant à la
myocardiopathie (codes 425 de la CIM-9 et
I42 de la CIM-10) et à l’œdème pulmonaire
(codes 514 et 518.4 de la CIM-9 et J81 de la
CIM-10).
Algorithmes évalués
Nous avons évalué neuf algorithmes, qui
variaient du point de vue des sources de
données utilisées et de la durée du suivi.
La performance des différents algorithmes
de données administratives a été évaluée
par rapport au statut à l’égard de l’ICC
obtenu par extraction manuelle des données du dossier ou du DME des patients.
Ces algorithmes peuvent être divisés en
trois grands groupes. Le premier, constitué
des algorithmes 1 à 3, ne nécessite qu’un
dossier pour le diagnostic d’ICC, mais
permet une évaluation comparative de
l’utilisation de différentes sources de
données. Les algorithmes 4 à 6 nécessitent
soit un dossier d’hospitalisation, soit un
dossier de soins ambulatoires et un
dossier additionnel de l’une ou l’autre
source à l’intérieur d’une période donnée
pouvant être de un, de deux ou de trois
ans. Les algorithmes 7 à 9, qui constituent
le troisième groupe, sont similaires aux
algorithmes 4 à 6, mais utilisent uniquement des données sur les soins ambulatoires et nécessitent deux dossiers de cette
catégorie à l’intérieur d’une période de
suivi de un, de deux ou de trois ans
(tableau 1).
Nous avons évalué chaque algorithme en
ce qui concerne sa sensibilité, sa spécificité et sa valeur prédictive positive (VPP)
et avons calculé les intervalles de confiance (IC) à 95 % par la méthode
d’approximation binomiale. Toutes les
analyses ont été effectuées à l’aide du
logiciel SAS, version 9.2 (SAS Institute,
Cary, Caroline du Nord, États-Unis).
Nous avons également estimé deux
mesures sommaires, la courbe caractéristique de la performance du test (courbe
ROC) et les rapports de vraisemblance
positif et négatif (RV+ et RV2) afin de
préciser l’évaluation du diagnostic. La
courbe ROC, d’abord élaborée pour évaluer la détection des signaux par les
opérateurs de radars, est une représentation graphique de la relation entre le taux
de vrais positifs (sensibilité) et celui de
faux positifs (1 – spécificité). Plus l’aire
sous la courbe (ASC) se rapproche de la
valeur de 1,00, meilleur est le test.
La représentation graphique du rapport de
vraisemblance indique la relation entre le
RV+, qui est le rapport du taux de vrais
positifs (sensibilité) sur celui de faux
positifs (1 – spécificité), et le RV2, qui
est le rapport du taux de faux négatifs (1 –
sensibilité) sur celui de vrais négatifs
(spécificité)16. Le RV+ mesure la capacité
d’un test d’inclure les personnes atteintes
de la maladie visée, tandis que le RV2
mesure sa capacité d’exclure les personnes
qui n’en sont pas atteintes. Si l’on utilise
les seuils proposés pour la première fois
par Jaeschke et collab.17, les tests dont le
RV+ est supérieur à 10 et dont le RV2 est
inférieur à 0,1 sont considérés comme
étant très utiles, tandis que ceux dont le
RV+ est compris entre 5 et 10 et dont le
RV2 est compris entre 0,1 et 0,2 sont
considérés comme modérément utiles, et
ceux dont le RV+ est compris entre 2 et 5
et le RV2 est compris entre 0,2 et 0,5 ne
TABLEAU 1
Algorithmes fondés sur des données administratives évalués par rapport au statut à l’égard
de l’ICC obtenu par extraction manuelle des données du dossier ou du DME des patients
Algorithme
Description
1
1 dossier d’hospitalisation
2
1 dossier de soins ambulatoires
3
1 dossier d’hospitalisation ou de soins ambulatoires
4
1 dossier d’hospitalisation seulement OU 1 dossier de soins ambulatoires suivi d’un
autre dossier dans l’année suivante
5
1 dossier d’hospitalisation seulement OU 1 dossier de soins ambulatoires suivi d’un
autre dossier dans les 2 années suivantes
6
1 dossier d’hospitalisation seulement ou 1 dossier de soins ambulatoires suivi d’un
autre dossier dans les 3 années suivantes
7
2 dossiers de soins ambulatoires en 1 an
8
2 dossiers de soins ambulatoires en 2 ans
9
2 dossiers de soins ambulatoires en 3 ans
Abréviations : DME, dossier médical électronique; ICC, insuffisance cardiaque congestive.
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Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
sont que peu utiles. Les tests dont le RV+
est inférieur à 2 et dont le RV2 est
supérieur à 0,5 ne sont d’aucune utilité.
médecin19. L’âge moyen de notre cohorte
d’adultes actifs était de 57,9 ans, soit un
peu plus que l’âge moyen (56,1 ans) des
Ontariens adultes âgés de 38 ans et plus.
Résultats
La cohorte de validation combinée comptait 2 338 patients, dont 99 atteints d’ICC
d’après leur dossier médical ou leur DME
et 2 239 non atteints (prévalence : 4,2 %).
La distribution selon l’âge et le sexe des
patients dans la cohorte de validation était
similaire à celle de la population de
l’Ontario en 200618 âgée d’au moins 38
ans, avec une légère surreprésentation des
femmes (56 % dans la cohorte comparativement à 52 % dans la population
générale) et des personnes âgées de 65
ans et plus (32 % dans la cohorte
comparativement à 26 % dans la population de l’Ontario âgée de 38 ans et plus).
Cette situation était attendue, car notre
cohorte de validation était composée de
personnes qui consultent régulièrement
un médecin de famille, et l’on sait que
tant les femmes que les personnes âgées
sont plus susceptibles de consulter un
Si l’on considère les trois groupes d’algorithmes de façon générale (voir le tableau 2),
deux caractéristiques se détachent nettement. La première est que la durée du suivi
n’a que peu d’effet. Les résultats pour les
algorithmes 4, 5 et 6 sont pratiquement
identiques et, de même, il n’y a qu’une
légère différence entre la performance des
algorithmes 7, 8 et 9. Ce qui semble avoir
plus d’effets est le choix des sources de
données. Par exemple, la sensibilité des
algorithmes 4, 5 ou 6, qui utilisent à la fois
les données sur l’hospitalisation et celles
sur les soins ambulatoires, est supérieure
d’au moins 10 points de pourcentage à celle
des algorithmes 7, 8 ou 9, qui ne font appel
qu’aux données sur les soins ambulatoires,
et supérieure de 20 points de pourcentage
aux algorithmes utilisant seulement les
données sur l’hospitalisation.
L’incidence de la source des données
sur la performance des algorithmes est
particulièrement évidente dans les résultats donnés par les algorithmes 1, 2 et 3.
L’algorithme 3, qui ne requiert qu’un
dossier de l’une ou l’autre des deux
sources pour établir un diagnostic d’ICC,
affiche la sensibilité la plus élevée
(89,9 %), mais la spécificité la plus faible
(93,5 %) et la VPP la plus basse (38,0 %).
L’utilisation des seules données sur l’hospitalisation (algorithme 1) est la méthode
la moins sensible, ne permettant de
repérer que 60,6 % des cas d’ICC, mais
présente également la plus grande spécificité (98,6 %) et la VPP la plus élevée
(65,9 %; tableau 2). La valeur prédictive
négative (données non présentées) est dans
tous les cas élevée, allant de 99,6 % pour
l’algorithme 3 à 98,2 % pour l’algorithme 1.
En ce qui concerne les résultats des
mesures sommaires, il est intéressant de
noter que les algorithmes les plus utiles
sont là aussi ceux qui utilisent à la fois les
données sur l’hospitalisation et celles sur
les soins ambulatoires. Les algorithmes
qui n’utilisent qu’un de ces types de
données, qu’il s’agisse de celles sur
l’hospitalisation ou de celles sur les soins
TABLEAU 2
Sensibilité, spécificité et VPP de neuf algorithmes utilisés pour estimer le statut à l’égard de l’ICC à partir de données administratives et de
données de médecins de premier recours extraites manuellement
Numéro de
l’algorithme
Description
1
1 dossier ICIS
Définition
de l’ICC
Sensibilité
% (IC à 95 %)
Spécificité
% (IC à 95 %)
VPP
% (IC à 95 %)
Étroite
60,6 (50,8 à 70,4)
98,6 (98,1 à 99,1)
65,9 (56,0 à 75,9)
Large
60,6 (50,8 à 70,4)
98,3 (97,8 à 98,8)
61,2 (51,4 à 71,0)
82,8 (75,3 à 90,4)
95,8 (94,9 à 96,6)
46,3 (51,4 à 71,0)
2
1 dossier de paiement RASO
Étroite
Large
82,8 (75,3 à 90,4)
95,8 (94,9 à 96,6)
46,3 (38,9 à 53,7)
3
1 dossier ICIS ou un dossier de paiement RASO
Étroite
89,9 (83,9 à 95,9)
93,5 (92,5 à 94,5)
38,0 (31,8 à 44,3)
Large
90,9 (85,1 à 96,7)
93,3 (92,3 à 94,4)
37,7 (31,5 à 43,8)
4
1 dossier ICIS ou RASO + 2e dossier (n’importe quelle source) en 1 an
Étroite
84,8 (77,7 à 92,0)
97,0 (96,3 à 97,7)
55,6 (47,6 à 63,6)
Large
84,8 (77,7 à 92,0)
96,8 (96,1 à 97,5)
53,8 (45,9 à 61,8)
Étroite
84,8 (77,7 à 92,0)
97,0 (96,1 à 97,5)
55,3 (47,3 à 63,3)
Large
84,8 (77,7 à 92,0)
96,7 (96,0 à 97,5)
53,5 (45,6 à 61,4)
Étroite
84,8 (77,7 à 92,0)
96,9 (96,2 à 97,6)
54,9 (46,9 à 62,9)
Large
84,8 (77,7 à 92,0)
96,7 (96,0 à 97,4)
53,2 (45,0 à 61,0)
72,7 (63,8 à 81,7)
97,8 (97,2 à 98,4)
59,5 (50,6 à 68,4)
5
6
1 dossier ICIS ou RASO + 2e dossier (n’importe quelle source) en 2 ans
1 dossier ICIS ou RASO + 2e dossier (n’importe quelle source) en 3 ans
7
2 dossiers RASO/ SNISA en 1 an
Étroite
Large
72,7 (63,8 à 81,7)
97,8 (97,2 à 98,4)
59,5 (50,6 à 68,4)
8
2 dossiers RASO/ SNISA en 2 ans
Étroite
74,8 (66,0 à 83,5)
97,8 (97,2 à 98,4)
60,2 (51,4 à 68,9)
Large
74,8 (66,0 à 83,5)
97,8 (97,2 à 98,4)
60,2 (51,4 à 68,9)
9
2 dossiers RASO/ SNISA en 3 ans
Étroite
75,8 (67,2 à 84,4)
97,8 (97,2 à 98,4)
60,0 (51,3 à 68,7)
Large
75,8 (67,2 à 84,4)
97,8 (97,2 à 98,4)
60,0 (51,3 à 68,7)
Abréviations : IC, intervalle de confiance; ICC, insuffisance cardiaque congestive; ICIS, Institut canadien d’information sur la santé; RASO, Régime d’Assurance maladie de l’Ontario; SNISA,
Système national d’information sur les soins ambulatoires; VPP, valeur prédictive positive.
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
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ambulatoires, sont tous situés à un point
inférieur de la courbe ROC ou dans la
région « faible utilité » du graphique du RV
(figure 1). En ce qui concerne la courbe
ROC (figure 2), l’algorithme 3 puis les
algorithmes 4, 5 et 6 présentent les
meilleures performances parmi les neuf.
L’ASC est égale à 0,917 pour l’algorithme
3 et à 0,909 pour les algorithmes 4, 5 et 6.
Si l’on compare les résultats sur le plan du
RV (figure 2), les algorithmes 3, 4, 5, 6 et 2
se situent tous dans la section « utilité
moyenne » du graphique, l’algorithme 3
étant le plus proche de la section « grande
utilité », et l’algorithme 2, le plus éloigné
de celle-ci.
FIGURE 1
Représentation sous forme de courbe ROC
des résultats de neuf algorithmes visant à
repérer les cas d’insuffisance cardiaque
congestive (ICC)
1
3
4,5,6
2
Sensibilité
0,8
9
8
7
1
0,6
0,4
Choix du meilleur algorithme
0,2
0
0
0,1
0,3
0,2
Le choix final du meilleur algorithme pour
repérer les cas d’ICC devait se faire entre
les algorithmes 3 et 4 (les algorithmes 5 et
6 ayant été exclus en raison de l’inutilité
de la longue période de suivi qui leur est
associée). D’après les résultats des
mesures sommaires, l’algorithme 3 semblait être supérieur. De surcroı̂t, si ce test
devait être utilisé dans un cadre clinique,
il serait en général le plus performant,
principalement parce que sa sensibilité
1
Spécificité
Définition de I’ICC :
Large
Étroite
Abréviations : ICC, insuffisance cardiaque congestive; ROC,
receiver operating characteristic (caractéristique de la
performance d’un test).
élevée réduit au minimum le nombre
de cas susceptibles d’être manqués.
Toutefois, pour les études représentatives
de la population, la proportion de faux
positifs est un critère beaucoup plus
important. Comme cet algorithme doit
être utilisé pour l’ensemble d’une population, et pas simplement pour certains
patients qui choisissent volontairement
de consulter un médecin, et comme il
s’agit d’une affection relativement rare,
une légère diminution de la spécificité
peut suffire pour produire un grand
nombre de faux positifs. Les faux positifs,
à leur tour, mènent à des résultats de
recherche biaisés en faveur de l’hypothèse
nulle. Par conséquent, l’algorithme 3 a été
écarté en raison de sa spécificité et de son
RV+ relativement faibles. Le meilleur
algorithme pour repérer les cas d’ICC est
finalement l’algorithme 4.
En plus d’évaluer les différents algorithmes, nous avons également mis à
l’épreuve deux définitions différentes de
l’ICC. Dans la plupart des cas, il n’y a eu
que peu de différences dans les résultats.
Dans les cas où une différence a été
observée, la définition étroite avait une
meilleure performance, principalement
FIGURE 2
Rapports de vraisemblance (RV) pour neuf algorithmes visant à repérer les cas d’insuffisance cardiaque congestive (ICC)
Grande Utilité
utilité moyenne
100
Faible utilité
98
4,5,6
7
Aucune utilité
1
RV+
2
3
10
1
0
0,1
0,2
0,3
Définition de I’ICC :
0,4
0,5
0,6
RVLarge
Étroite
0,7
0,8
0,9
1
Abréviation : RV, rapport de vraisemblance.
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Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
parce que l’utilisation de la définition plus
large tendait à engendrer un plus grand
nombre de faux positifs (tableau 3).
Analyse
Dans cette étude, nous avons mis à
l’épreuve neuf algorithmes de données
administratives variant du point de vue
du nombre de dossiers requis pour un
diagnostic d’ICC, de la durée de la période
de suivi autorisée et des sources des
données utilisées. Nous avons également
mis à l’épreuve deux ensembles différents
de codes de diagnostic utilisés pour
repérer les individus atteints d’ICC dans
les données administratives.
Dans les études précédentes portant sur la
comparaison de l’information figurant
dans les dossiers des hôpitaux et des
données sur les congés, on avait conclu
que le codage des diagnostics d’ICC
donnait des résultats d’une grande exactitude par rapport à des critères cliniques
comme le score de Framingham ou les
critères de Boston4,5. Toutefois, nous
avons constaté que les données sur les
hospitalisations seules étaient insuffisantes pour estimer la prévalence de
l’ICC et risquaient d’entraı̂ner l’omission
de 40 % des cas positifs. Cela laisse à
penser qu’une proportion appréciable
d’Ontariens atteints d’ICC reçoivent leur
diagnostic et sont pris en charge à
l’extérieur de l’hôpital.
Une autre observation générale est que le
fait de fonder un diagnostic d’ICC sur un
seul dossier contenant un code de diagnostic d’ICC peut permettre de repérer les
individus atteints de cette affection dans la
mesure où l’on utilise à la fois les données
sur l’hospitalisation et celles sur les soins
ambulatoires. Toutefois, cette méthode
donne lieu à un nombre de faux positifs
beaucoup trop élevé pour être acceptable.
Il est possible qu’un médecin inscrive le
code de l’ICC alors qu’il exclut cette
maladie, auquel cas un second code de
diagnostic serait nécessaire pour confirmer qu’il s’agit bien d’un cas d’ICC.
Nous avons trouvé que le meilleur algorithme pour repérer les cas d’ICC est
l’utilisation d’un dossier d’hospitalisation
seul, ou d’un dossier de soins ambulatoires s’il est suivi d’un second dossier de
l’une ou l’autre source en l’espace d’un
an; cette méthode permet de repérer
environ 85 % des patients atteints d’ICC,
tout en maintenant le taux de faux positifs
à environ 3 %, ce qui est relativement peu
élevé. Cette observation est similaire à
celle faite dans des études portant sur
d’autres maladies chroniques comme le
diabète7, l’hypertension6 et la cardiopathie
ischémique8, ainsi que dans des études de
validation antérieures portant sur l’utilisation de données administratives pour
repérer les cas d’ICC10,11.
L’absence quasi totale d’effet de la durée
de la période de suivi jusqu’au second
dossier d’ICC a un peu surpris, car elle
n’avait pas été observée dans des études
similaires portant sur l’hypertension et le
diabète6,7. Ce phénomène peut s’expliquer
par le fait que la plupart des personnes
réellement atteintes d’ICC prennent des
médicaments, ce qui les amène selon toute
vraisemblance à consulter un médecin à
des intervalles de quelques mois. Par
conséquent, un suivi d’un an est suffisant
pour que notre algorithme permette de
repérer les cas d’ICC, même si les patients
ne sont pas hospitalisés. En revanche,
l’hypertension et le diabète peuvent au
départ être pris en charge sans médicament, ce qui peut amener les personnes
TABLEAU 3
Comparaison du statut à l’égard de l’insuffisance cardiaque obtenu à partir de données administratives et de données de médecins de premier
recours extraites manuellement à l’aide de neuf algorithmes (nombre)
Algorithme
Description
Définition de l’ICC
Vrais positifs N
Faux positifs N
Vrais négatifs N
Faux négatifs N
1
1 dossier ICIS
Étroite
60
31
2 208
39
Large
60
38
2 201
39
2
1 dossier de paiement RASO
Étroite
82
95
2 144
17
Large
82
95
2 144
17
3
1 dossier ICIS ou RASO
Étroite
89
145
2 094
10
Large
90
149
2 090
9
e
4
1 dossier ICIS ou RASO + 2
(n’importe quelle source) en 1 an
dossier
Étroite
Large
84
84
67
72
2 172
2 167
15
15
5
1 dossier ICIS ou RASO + 2e dossier
(n’importe quelle source) en 2 ans
Étroite
Large
84
84
68
73
2 171
2 166
15
15
6
1 dossier ICIS ou RASO + 2e dossier
(n’importe quelle source) en 3 ans
Étroite
Large
84
84
69
74
2 170
2 165
15
15
7
2 dossiers RASO/ SNISA en 1 an
Étroite
72
49
2 190
27
Large
72
49
2 190
27
8
2 dossiers RASO/ SNISA en 2 ans
Étroite
74
49
2 190
25
Large
74
49
2 190
25
Étroite
75
50
2 189
24
Large
75
50
2 189
24
9
2 dossiers RASO/ SNISA en 3 ans
Abréviations : ICC, insuffisance cardiaque congestive; ICIS, Institut canadien d’information sur la santé; RASO, Régime d’Assurance maladie de l’Ontario; SNISA, Système national
d’information sur les soins ambulatoires.
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
184
atteintes à consulter moins fréquemment
leur médecin; dans de telles circonstances,
une période de suivi plus longue est
requise avant l’obtention d’un second
dossier.
Pour tous les algorithmes, la VPP semble
plutôt faible, variant de 37,7 à 65,9. Cela
tient au fait que la VPP est étroitement liée à
la prévalence : plus la prévalence est faible,
plus la VPP est faible. L’ICC étant relativement rare dans notre population, avec une
prévalence de 4,3 % seulement, les valeurs
de la VPP sont elles aussi peu élevées.
L’ICC est étroitement liée à l’âge : alors
qu’elle est extrêmement rare chez les
moins de 40 ans et rare chez les individus
de 40 à 65 ans, sa prévalence augmente
graduellement après 65 ans. Cela nous
incite à recommander que l’algorithme ne
soit pas utilisé pour les populations où l’on
sait que l’ICC est très rare (c’est-à-dire chez
les moins de 40 ans). On peut s’attendre à
ce que l’algorithme donne de très bons
résultats chez les personnes âgées, en
particulier chez celles de plus de 75 ans.
En ce qui concerne les codes de la CIM-9 et
de la CIM-10 utilisés pour définir l’ICC,
nous n’avons trouvé aucune preuve indiquant que l’utilisation d’une liste élargie
de codes de diagnostic donnait de meilleurs résultats que la définition étroite de
la maladie par le code 428 de la CIM-9 et
les codes I500, I501 et I509 de la CIM-10.
Limites
Les limites de cette étude tiennent surtout
au fait que la plupart des données utilisées
ont été recueillies à des fins administratives et non à des fins de recherche. Une
limite importante des données de l’assurance maladie de l’Ontario est qu’un seul
code de diagnostic figure sur chaque
facture. Si l’ICC n’est pas la raison
principale de la consultation du médecin,
elle peut ne pas être consignée. Cette
limite est compensée par le fait que les
Ontariens consultent assez fréquemment
leur médecin, en particulier s’ils ont plus
de 65 ans, ce qui offre au médecin
plusieurs occasions de noter l’ICC sur
une facture en l’espace d’une année,
comme le montre la constatation que la
durée du suivi n’a aucun effet sur la
capacité de nos algorithmes de repérer les
cas d’ICC.
primaires des Instituts de recherche en
santé du Canada (IRSC).
Si nous reconnaissons que nous n’avons
pas pu appliquer les critères diagnostiques
de la New York Heart Association (NYHA)
à l’ICC pour déterminer la présence d’une
insuffisance cardiaque, nous avons cependant utilisé des données du « monde réel »
produites par les actes de diagnostic et de
prise en charge des médecins en fonction
de leur propre acuité diagnostique. Cet
aspect ne s’évalue pas facilement selon des
critères structurés et formels, mais nous
sommes d’avis que si un médecin traite un
patient pour une ICC, il est raisonnable de
considérer que le patient est atteint de cette
affection pour ce qui concerne le calcul de
son incidence et de sa prévalence dans une
population importante.
Cette étude a bénéficié d’une subvention
de l’Agence de la santé publique du
Canada et d’une subvention d’équipe pour
la recherche sur les maladies vasculaires
attribuée par les IRSC à l’Équipe canadienne de recherche sur les résultats des
interventions en santé cardiovasculaire.
Conflit d’intérêts : aucun.
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Conclusion
Dans cette étude, nous avons montré qu’il
est possible de repérer les cas d’ICC avec
un degré d’exactitude élevé à partir de
données administratives, dans la mesure
où l’on utilise à la fois les dossiers sur les
hospitalisations et ceux sur les soins
ambulatoires. Un algorithme s’appuyant
sur un dossier d’hospitalisation ou sur un
dossier de soins ambulatoires suivi d’un
second dossier de l’une ou l’autre source
dans l’année, l’ICC étant définie par le
code de diagnostic 428 de la CIM-9 et les
codes I500, I501 et I509 de la CIM-10,
permet de repérer les patients atteints
d’ICC avec une sensibilité de 84,8 % et
une spécificité de 97,0 %.
Remerciements
Cette étude a bénéficié de l’appui de
l’Institut de recherche en services de santé
(IRSS), qui est financé par une subvention
annuelle du ministère de la Santé et des
Soins de longue durée de l’Ontario. Les
opinions, résultats et conclusions de
l’étude n’engagent que ses auteurs et sont
indépendants des sources de financement.
Ils ne sont nullement le reflet de la
position de l’IRSS ou du ministère de la
Santé et des Soins de longue durée de
l’Ontario.
La Dre Karen Tu est récipiendaire d’une
bourse de recherche en soins de santé
$
185
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
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Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
186
Douleur et qualité de vie liée à la santé chez les personnes
souffrant d’ulcères chroniques aux jambes
W. M. Hopman, MA (1, 2); M. Buchanan, PHCNP, M. Sc. (3); E. G. VanDenKerkhof, IA, Ph. D. – Santé publique (4, 5);
M. B. Harrison, IA, Ph. D. (4)
Cet article a fait l’objet d’une évaluation par les pairs.
Résumé
Introduction : L’ulcération veineuse de la jambe est associée à de la douleur et à une
mauvaise qualité de vie liée à la santé (QVLS). Cette étude visait à définir les
caractéristiques démographiques et cliniques associées à la douleur et à une diminution
de la QVLS chez les patients présentant des ulcères veineux actifs.
Méthodologie : Les données de base obtenues dans le cadre de deux essais menés entre
2001 et 2007 (n = 564) ont été combinées. La douleur a été mesurée à l’aide de l’échelle
numérique de la douleur (END), et la QVLS a été mesurée à l’aide du formulaire abrégé
comportant 12 questions de l’Enquête sur la santé (SF-12), qui produit un sommaire de
la composante physique (SCP) et un sommaire de la composante mentale (SCM). Les
analyses ont notamment été effectuées par régression logistique (pour la douleur) et par
régression linéaire (pour la QVLS).
Résultats : L’âge moyen était de 66,5 ans; 47 % étaient des hommes. Le score médian
sur l’END était de 2,2 (sur 10) et les scores moyens du SCP et du SCM étaient
respectivement de 38,0 et de 50,5 (les scores sont normalisés à une moyenne de 50, qui
représente la QVLS moyenne). Le jeune âge, le fait de vivre avec d’autres personnes et
l’arthrite ont été associés à la douleur. Un score plus faible pour le SCP a été associé au
fait d’être une femme, aux ulcères d’origine veineuse/mixte, aux gros ulcères, aux
ulcères de longue durée, aux maladies cardiovasculaires, à l’arthrite et la douleur
intense. Un score plus faible pour le SCM a été associé au jeune âge, aux ulcères de
longue durée, aux affections concomitantes et à la douleur intense.
Conclusion : Il convient de mener des recherches pour mettre à l’essai des stratégies
d’atténuation de la douleur et d’amélioration potentielle de la QVLS chez les groupes à
risque élevé.
Mots-clés : chronique, ulcères aux jambes, SF-12, douleur, QVLS, formulaire abrégé à12
questions de l’Enquête sur la santé, qualité de vie liée à la santé
Introduction
Un ulcère veineux est une plaie chronique
récurrente au niveau de la partie inférieure
de la jambe. L’ulcération veineuse survient le plus souvent chez les adultes âgés,
mais elle peut apparaı̂tre dans la vingtaine
chez certains patients1,2. La prévalence
des ulcères veineux actifs est estimée à 0,8
à 1 pour 1 000 habitants3. Les améliorations apportées à la pratique et l’organisation des soins ont grandement amélioré les
taux de guérison4,5. Cependant, même
après 12 mois de soins, 20 % des ulcères
demeurent non guéris6 et jusqu’à 34 %
réapparaissent7,8.
Le fardeau de la maladie pour la population touchée est considérable. Les ulcères
veineux ont un effet négatif sur la mobilité, l’emploi, les rôles sociaux, l’activité
physique et la qualité de vie9-12. La
douleur est l’un des effets secondaires les
plus souvent déclarés13 et, selon une étude
de synthèse menée récemment, la douleur
est le facteur le plus souvent désigné
comme ayant une incidence sur la qualité
de vie liée à la santé (QVLS)14. La guérison
des ulcères et la QVLS sont au cœur des
préoccupations des personnes atteintes et
des fournisseurs de soins des plaies, car
ces résultats témoignent de l’importance
de la chronicité, de la récurrence et du
fardeau des symptômes.
Selon la conceptualisation de Wilson et
Cleary15 à propos de la chronicité et du
bien-être, la QVLS est constituée de quatre
résultats en santé liés les uns aux autres
dans une relation de cause à effet, et elle
est influencée par des facteurs individuels
et environnementaux. Les résultats en
santé sont les facteurs biologiques, qui
affectent l’état des symptômes, les deux
pris ensemble affectant l’état fonctionnel.
Le quatrième résultat en santé est la
perception de la santé en général, qui est
affectée à la fois par les trois précédents
dans la relation de cause à effet et par les
facteurs individuels et environnementaux.
Rattachement des auteurs :
1.
2.
3.
4.
5.
Centre de recherche clinique, Hôpital général de Kingston, Kingston (Ontario), Canada
Département de santé communautaire et d’épidémiologie, Université Queen’s, Kingston (Ontario), Canada
Centre de santé communautaire de Napanee et de la région, Napanee (Ontario), Canada
École des soins infirmiers, Université Queen’s, Kingston (Ontario), Canada
Département d’anesthésiologie et de médecine préopératoire, Université Queen’s, Kingston (Ontario), Canada
Correspondance : Wilma M. Hopman, Centre de recherche clinique, Hôpital général de Kingston, 76 Stuart Street, Kingston (Ontario) K7L 2V7; tél. : 613-549-6666, poste 4941; téléc. : 613-5482428; courriel : hopmanw@kgh.kari.net
$
187
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Les facteurs biologiques concernent le
fonctionnement des cellules, des organes
ou de l’organisme et sont souvent choisis
comme indicateurs de la gravité d’une
maladie. Dans le contexte des ulcères
veineux aux jambes, les facteurs biologiques incluent la taille, la durée et les
causes des ulcères, de même que toute
affection concomitante dont peut souffrir
le patient. Pour ce qui est du lien entre la
taille ou la durée des ulcères et la QVLS,
les éléments de preuve ne concordent pas
toujours13,16-18. Les affections concomitantes chez les personnes souffrant de
maladies veineuses n’ont pas été étudiées
de manière approfondie, même si, en
général, on considère que le diabète,
l’insuffisance artérielle et les maladies
auto-immunes retardent la guérison. Une
étude a fait état d’un lien entre l’arthrose
et la douleur ulcéreuse19.
L’état des symptômes est constituté de la
perception qu’a une personne d’un état
physique, psychologique ou cognitif anormal. L’ulcération est associée à de nombreux symptômes, dont la douleur,
l’exsudat de la plaie, la démangeaison,
l’enflure des membres inférieurs et les
odeurs20. De tous ces symptômes, la
douleur est celui qui a fait l’objet du plus
grand nombre d’études, peut-être parce
qu’il existe beaucoup de méthodes éprouvées d’évaluation de la douleur14. La
douleur peut avoir d’énormes conséquences et peut même pousser des personnes jeunes, autrement en bonne santé
physique, à s’absenter, à prendre des jours
de maladie et même à prendre une retraite
anticipée21,22.
En 1995, Wilson et Cleary15 ont défini
l’état fonctionnel comme étant la capacité
d’accomplir des tâches normales dans au
moins quatre dimensions, soit les dimensions physique, sociale, relationnelle et
psychologique. Les symptômes des maladies veineuses ont un effet négatif sur les
activités quotidiennes11,20 et sur la fonction physique10. La mobilité peut être
réduite par l’enflure21, et le fardeau des
symptômes peut également influer négativement la santé mentale21,23. La perception de la santé en général, qui est une
évaluation subjective globale de l’état de
santé par le patient, représente l’intégration ou la synthèse des facteurs biologi-
ques, de l’état des symptômes et de l’état
fonctionnel15. Chez les personnes souffrant d’ulcération veineuse, le score de
perception de la santé en général (mesurée
à l’aide du formulaire comportant 36
questions de l’Enquête sur la santé, sur
une échelle de 0 à 100) était inférieur de
3,3 à 13,3 points à ceux enregistrés chez la
population de référence24-26.
Certains facteurs individuels peuvent également influencer l’état des symptômes,
l’état fonctionnel, la perception de la santé
et la qualité de vie. Pour ce qui est de
l’incidence sur la QVLS, Price et Harding24
n’ont pas observé de différence entre les
hommes et les femmes, mais Lindholm27
et Franks et collab.28 ont observé chez les
hommes un effet plus important dans
davantage de dimensions de la QVLS.
Une autre étude a révélé un lien entre le
fait de vivre avec un conjoint et l’amélioration de la QVLS29.
Notre étude avait comme objectif d’examiner le lien entre les variables cliniques, la
douleur et la QVLS chez des patients
présentant des ulcères veineux actifs.
Nous nous sommes fondés sur le modèle
de Wilson et Cleary15 pour définir les
variables d’intérêt pour les deux principales questions posées dans le cadre de
notre étude : (1) l’âge, le sexe, les
conditions de vie, les affections concomitantes ainsi que la taille et la durée des
ulcères ont-ils une incidence sur l’intensité
de la douleur? (2) Ces mêmes variables
ainsi que l’intensité de la douleur ont-elles
une incidence sur la QVLS physique et
mentale?
Méthodologie
Notre échantillon était composé de personnes souffrant d’ulcères aux jambes et
ayant participé à deux essais contrôlés
randomisés (ECR) menés entre 2001 et
20075,30. La guérison des ulcères était le
principal résultat mesuré dans le cadre des
deux essais, la QVLS et la douleur, les
résultats secondaires. L’ensemble de données utilisé pour cette étude est constitué
des données de l’évaluation transversale
de base menée dans le cadre de ces deux
essais. Les essais initiaux ont été jugés
conformes aux règles d’éthique par le
Comité d’éthique de la recherche de
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
188
l’Université Queen’s et de ses hôpitaux
universitaires affiliés (essai intitulé
Canadian Bandaging30) et le Comité
d’éthique de l’Institut de recherche en
santé d’Ottawa (essai contrôlé randomisé
intitulé Nurse Clinic Versus Home
Delivery5); cette analyse combinée a été
approuvée par le Comité d’éthique de la
recherche de l’Université Queen’s et de ses
hôpitaux universitaires affiliés.
Tous les participants ont fait l’objet d’une
évaluation complète, fondée sur des données probantes et effectuée par du personnel infirmier dans des installations de
soins à domicile situées dans plusieurs
collectivités canadiennes ainsi que dans
des régions éloignées/rurales. Les participants aux deux études devaient être âgés
de 18 ans ou plus, consentir à participer,
ne pas être diabétiques et présenter un
ulcère veineux ou un ulcère mixte artériel
et veineux. Parmi les autres critères
d’admissibilité figuraient la nécessité de
présenter, pendant au moins une semaine,
une plaie ouverte de la peau d’au moins
0,7 cm de largeur ou de hauteur sous le
genou, ainsi qu’un indice de pression
tibio-brachiale d’au moins 0,8. Il pouvait
s’agir d’un premier ulcère ou d’un ulcère
récidivant.
La QVLS a été mesurée à l’aide du
formulaire abrégé à 12 questions de
l’Enquête sur la santé (SF-12)31. Le SF-12
permet d’obtenir deux scores, le sommaire
de la composante physique (SCP) et le
sommaire de la composante mentale
(SCM). Le SCP, basé sur le formulaire
original comportant 36 questions de
l’Enquête sur la santé (SF-36), repose
principalement sur les dimensions liées
au fonctionnement physique, principalement sur les dimensions liées à la vitalité,
au fonctionnement social, à la limitation
des rôles due aux problèmes physiques,
aux douleurs corporelles et à la perception
de la santé en général, tandis que le SCM
repose aux problèmes émotionnels et à la
santé mentale32. Bien que les dimensions
originales soient mesurées sur une échelle
de 0 à 100, le SCP et le SCM sont
normalisés à une moyenne de 50, les
scores supérieurs et inférieurs à 50 étant
respectivement considérés comme supérieurs et inférieurs à la moyenne31,32. Une
différence de 2 à 3 points est considérée
comme significative sur le plan clinique31.
La fonction discriminante de l’outil s’est
avérée efficace lors d’études sur de nombreux problèmes de santé33 et de deux
études menées auprès d’échantillons de
patients souffrant d’ulcères veineux aux
jambes et fondées sur l’âge, la durée des
ulcères et la mobilité17 ainsi que l’état de
guérison à 12 mois16. De nombreuses
études sur les ulcères aux jambes ont
utilisé cet outil pour mesurer la QVLS ou
la qualité de vie4,16,17,19,24-26,30,34,35.
La douleur a été mesurée à l’aide de deux
échelles : l’échelle numérique de la douleur (END) et l’indice de la douleur
actuelle (IDA). L’END va de 0 (« aucune
douleur ») à 10 (« douleur extrême »). Le
score médian sur l’END a été utilisé pour
établir la différence entre un groupe
souffrant d’une douleur légère (ƒ 2,2/
10) et un groupe souffrant d’une douleur
intense (> 2,2/10). L’IDA consiste en six
combinaisons de chiffres et de mots allant
de 0 (« aucune douleur ») à 5 (« douleur
atroce »). L’IDA fait partie de la version
abrégée du Questionnaire McGill sur la
douleur36, et l’END et l’IDA ont tous deux
été utilisés auprès de diverses populations
cliniques, dont certaines souffrant
d’ulcères veineux16,19,37-39.
Les variables biologiques comprenaient la
taille, la durée et les causes des ulcères,
ainsi que les affections concomitantes. La
zone ulcéreuse a été mesurée par planimétrie informatisée et répartie en deux
classes (5 cm2 ou moins; plus de 5 cm2).
La mesure de la durée de l’ulcère était
fondée sur la déclaration du patient et a
été elle aussi répartie en deux classes (6
mois ou moins; plus de 6 mois). Les
données relatives aux causes des ulcères
et aux affections concomitantes ont été
recueillies au moyen du Leg Ulcer
Assessment Tool [outil d’évaluation des
ulcères de la jambe]40. Les patients ont
indiqué leurs affections concomitantes
pertinentes à partir d’une liste de différentes causes pouvant être à l’origine d’un
ulcère, par exemple maladie cardiovasculaire, hypertension, maladie rénale, maladie artérielle des membres inférieurs et
maladie intestinale inflammatoire. Les
caractéristiques individuelles étaient définies comme suit : âge (moins de 65 ans; 65
ans et plus), sexe et soutien social (vivant
seul; vivant avec d’autres personnes).
À l’aide de tests du khi carré, nous avons
évalué le lien entre les variables nominales et les deux niveaux de mesure de la
douleur, et nous avons utilisé des tests t de
Student pour évaluer le lien entre ces
variables et les deux mesures continues de
la QVLS. Nous avons ensuite utilisé une
régression logistique (pour la douleur) et
une régression linéaire (pour la QVLS)
multivariée pour déterminer le sousensemble de principaux facteurs associés
aux trois résultats. Le sexe a été forcé dans
les modèles de régression à la lumière des
données probantes préliminaires selon
lesquelles les scores relatifs à la QVLS
n’étaient pas identiques pour les hommes
et les femmes souffrant d’ulcères aux
jambes. Tous les modèles de régression
utilisaient la saisie simultanée. Les variables étaient éliminées une à la fois en
régressions successives si p était supérieur
à 0,10 et conservées si p était inférieur ou
égal à 0,10, de façon à ne pas omettre de
tendances importantes sur le plan clinique. Les rapports de cotes (RC) et les
intervalles de confiance (IC) à 95 % sont
présentés pour les modèles multivariés
finaux. Les analyses ont été effectuées à
l’aide de la version 19.0 de SPSS pour
Windows (IBM, Chicago, Illinois, ÉtatsUnis).
TABLEAU 1
Caractéristiques de l’échantillon de patients
souffrant d’ulcères chroniques aux jambes
(n = 564)
Caractéristiques des patients
Homme, n (%)
Âge, années
Moyen (É.-T.)
23 à 95
65 ans et plus, n (%)
340 (60,3)
Vivant seul, n (%)
203 (36,0)
Fumeur actuel, n (%)
75 (13,3)
Présence d’affections concomitantesa, n (%)
Arthrite
Maladie cardiovasculaire
Hypertension
Maladie rénale
346 (61,3)
211 (37,4)
b
134 (23,8)
183 (32,4)
28 (5,0)
Cause probable, n (%)
Veineuse
Veineuse-mixte
Ulcères bilatéraux, n (%)
488 (86,5)
76 (13,5)
21 (3,7)
Taille de l’ulcère
Moyenne
Médiane
Plage
Plus de 5,0 cm2, n (%)
9,98
3,41
1 à 270
221 (39,2)
Durée de l’ulcère, mois
Moyenne
Médiane
Plus de 6 mois, n (%)
$
69,0
Plage
Résultats
189
66,5 (15,9)
Médian
Plage
Le profil sociodémographique et clinique
des 564 participants à l’étude est assez
typique de la population souffrant
d’ulcères aux jambes (tableau 1). L’âge
variait de 23 à 95 ans, avec une moyenne
de 66,5 ans et un écart-type (É.-T.) de
15,9; 340 participants (60,3 %) avaient 65
ans ou plus. Il y avait plus d’hommes dans
le groupe des moins de 65 ans (127/224,
57 %) et plus de femmes dans le groupe
des 65 ans et plus (201/340, 59 %), mais
la répartition générale selon le sexe était
similaire. Les ulcères étaient principalement causés par une maladie veineuse
(488/564, 86,5 %) touchant une jambe. La
taille médiane des ulcères était de 3,4 cm2
et la durée médiane était de 2,6 mois.
Environ 60 % des sujets présentaient
au moins une affection concomitante,
l’arthrite étant la plus courante (211/564,
266 (47,2)
8,7
2,6
0,03 à 243,8
292 (51,8)
Abréviation : É.-T., écart-type.
a
Vascularite, maladie intestinale inflammatoire, arthrite,
maladie cardiovasculaire, hypertension, diabète, maladie
rénale.
b
Accident vasculaire cérébral, accident ischémique
transitoire, maladie artérielle des membres inférieurs,
infarctus du myocarde, angine, insuffisance cardiaque
congestive.
37,4 %). Le cinquième des participants
(114/564; 20,2 %) ont déclaré ne ressentir
aucune douleur et 17,6 % (99/564) ont
indiqué que leur douleur était « pénible »
« terrible » ou « atroce » (tableau 2). Le
score moyen pour le SCP était de 38,0,
donc bien inférieur au score moyen de
50,5 de la population de référence au
Canada, alors que le score moyen pour le
SCM était de 50,5, donc similaire à celui de
la population de référence (51,7) 41.
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
TABLEAU 2
Caractéristiques de l’intensité de la douleur
et de la qualité de vie liée à la santé des
patients souffrant d’ulcères chroniques aux
jambes (n = 564)
TABLEAU 3
Associations bivariées pour l’intensité de la douleur et le modèle final de régression
logistique
Variablea
Associations bivariées (tests x2)
Résultats
ENDa
Femme (0)
145 (48,7)
153 (51,3)
Score médian
2,2
Homme (1)
142 (53,0)
125 (47,0)
Moins de 65 ans (0)
104 (46,4)
120 (53,6)
65 ans et plus (1)
182 (53,5)
158 (46,5)
117 (57,6)
86 (42,4)
169 (46,8)
192 (53,2)
0 à 10
ƒ 2,2
287 (50,9)
> 2,2
277 (49,1)
Vivant seul (0)
114 (20,2)
Douleur légère
157 (27,8)
Vivant avec d’autres personnes (1)
Douleur gênante
194 (34,4)
Tabagisme
Douleur pénible
53 (9,4)
Fumeur
Douleur terrible
25 (4,4)
Non-fumeur
Douleur atroce
21 (3,7)
Taille de l’ulcère
34 (45,3)
41 (54,7)
252 (51,5)
237 (48,5)
163 (47,9)
177 (52,1)
123 (55,2)
100 (44,8)
6 mois et moins
200 (48,7)
211 (51,3)
Plus de 6 mois
86 (56,2)
67 (43,8)
251 (51,4)
237 (48,6)
35 (46,1)
41 (53,9)
5 cm2 et moins
2
Score moyen
38,0
Plus de 5 cm
Score médian
37,9
Durée de l’ulcère
11,6 à 65,0
d
SCM
Score moyen
50,5
Score médian
52,3
Plage
Veineuse
Veineuse-mixte
1,0
0,7 (0,5 à 1,0)
d
0,052
0,014
1,0
1,5 (1,1 à 2,1)
0,023
0,32
0,09
0,11
0,38
Oui
163 (47,1)
183 (52,9)
Non
123 (56,4)
95 (43,6)
0,031
Maladie cardiovascultaire concomitante
L’END va de 0 (« aucune douleur ») à 10 (« douleur
extrême »). Le score médian de l’END a été utilisé pour
différencier un groupe souffrant de douleur légère (ƒ 2,2/
10) et un groupe souffrant de douleur intense (> 2,2/10).
Oui
61 (45,5)
73 (54,5)
Non
225 (52,3)
205 (47,7)
Oui (1)
92 (32,2)
119 (42,8)
Non (0)
194 (67,8)
159 (57,2)
0,20
Arthrite
L’IDA consiste en six combinaisons de chiffres et de mots
allant de 0 (« aucune douleur ») à 5 (« douleur atroce »).
Le fait de vivre avec d’autres personnes
(p = 0,014), la présence d’affections
concomitantes (p = 0,031) et l’arthrite
(p = 0,009) ont été associés à une douleur
de plus de 2,2/10 dans l’analyse bivariée
0,10
Présence d’affections concomitantes
Abréviations : END, échelle numérique de la douleur; IDA,
indice de la douleur actuelle; SCM, sommaire de la
composante mentale; SCP, sommaire de la composante
physique.
Sommaire de la composante mentale du formulaire
abrégé à 12 questions de l’Enquête sur la santé (SF-12)31
normalisé à une moyenne de 50, où un score supérieur à
50 est considéré comme supérieur à la moyenne, et un
score inférieur à 50 est considéré comme inférieur à la
moyenne; les scores s’échelonnent entre 9 et 74.
d
0,29
Cause
20,5 à 69,3
Sommaire de la composante physique du formulaire
abrégé à 12 questions de l’Enquête sur la santé (SF-12)31
normalisé à une moyenne de 50, où un score supérieur à
50 est considéré comme supérieur à la moyenne, et un
score inférieur à 50 est considéré comme inférieur à la
moyenne; les scores s’échelonnent entre 8 et 73.
1,0
0,8 (0,6 à 1,2)
Soutien social
Aucune douleur
Plage
valeur p
Âge
SCPc
d
0,30
RC (IC à 95 %)
Sexe
IDAb, n (%)
c
valeur p
2,9
Plage
b
2,3 à 10c
n (%)
Score moyen
Classification selon le score médian sur l’END, n (%)
a
0 à 2,2c
n (%)
Modèle final de régressionb
0,009
1,6 (1,1 à 2,2)
1,0
0,016
Hypertension
Oui
97 (53)
86 (47)
Non
189 (49,6)
192 (50,4)
0,45
Abréviations : END, échelle numérique de la douleur; IC, intervalle de confiance; RC, rapport de cotes.
a
Les valeurs entre parenthèses représentent le codage des variables utilisées dans le modèle de régression linéaire. Le sexe a
été forcé dans le modèle.
b
Modèle multivarié r2 de Cox et Snell = 0,04.
c
L’END va de 0 (« aucune douleur ») à 10 (« douleur extrême »). Le score médian de l’END a été utilisé pour différencier le
groupe souffrant de douleur légère (ƒ 2,2/10) et le groupe souffrant de douleur intense (> 2,2/10).
d
Donnée non statistiquement significative, mais intéressante d’un point de vue empirique (sexe) ou importante sur le plan
clinique (âge) et donc conservée dans le modèle.
(tableau 3). Le modèle final de régression
logistique a expliqué seulement 4 % de la
variation de l’intensité de la douleur. Dans
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
190
le modèle multivarié, le fait de vivre avec
d’autres personnes (RC =1,5; IC à 95 % :
1,1 à 2,1, p = 0,023) et l’arthrite (RC = 1,6;
IC à 95 % : 1,1 à 2,2, p = 0,016) étaient
associés à la douleur de manière indépendante. Le fait d’être plus âgé (RC = 0,7; IC à
95 % : 0,5 à 1,0, p = 0,052) était également
associé à la douleur, mais les données
étaient tout juste sous le seuil de la
signification statistique. Le fait d’être un
homme était associé à une moindre douleur, mais ces données n’étaient pas
significatives (p = 0,29).
TABLEAU 4
Associations bivariées pour le sommaire de la composante physique du formulaire SF-12 et le
modèle final de régression linéaire multivarié
Variablea
Associations bivariéesb
Moyenne (É.-T.)
valeur p
Constante du modèle
Modèle final de régression
Coefficient (IC à 95 %)
valeur p
42,8 (41,0 à 44,6)
Sexe
Femme (0)
37,3 (9,7)
Homme (1)
38,9 (10,7)
0,077
1,1 (20,5 à 2,8)
0,18
0,10
21,4 (23,1 à 0,2)
0,09c
0,09
22,6 (24,5 à 20,7)
0,006
< 0,001
23,9 (26,4 à 21,5)
0,002
22,0 (23,9 à 0,1)
0,058c
Âge
Les tests bivariés pour le SCP (tableau 4)
montrent qu’il existe un lien significatif
entre une moins bonne QVLS physique
et plusieurs facteurs : âge avancé
(p = 0,037), cause veineuse-mixte
(p < 0,001), présence d’affections concomitantes (p < 0,001), maladie cardiovasculaire (p = 0,002), arthrite
(p < 0,001), hypertension (p = 0,027) et
un score sur l’END supérieur à 2,2
(p < 0,001). Le tableau 4 montre également les coefficients et les IC à 95 %
correspondants pour le modèle final de
régression. Le modèle a expliqué 10,5 %
de la variation des résultats. L’arthrite et
un score sur l’END supérieur à 2,2 étaient
tous deux associés, de manière indépendante, à un score plus faible pour le SCP
(p < 0,001 dans les deux cas), de même
que le fait que l’ulcère soit d’origine mixte
(p = 0,002) et qu’il s’agisse d’un ulcère de
longue durée (p = 0,006). La présence
d’une maladie cardiovasculaire concomitante (p = 0,058) et un ulcère de plus
grande taille (p = 0,09) étaient également
associés à un score plus faible pour le SCP.
Même si ces données étaient sous le seuil
de la signification statistique, elles ont été
jugées importantes sur le plan clinique et
ont donc été conservées dans le modèle.
Moins de 65 ans
39,1 (9,9)
65 ans et plus
37,3 (10,4)
0,037
Tabagisme
Fumeur actuel
39,3 (10,3)
Non-fumeur
37,5 (10,2)
0,25
Soutien social
Vivant seul
37,5 (10,2)
Vivant avec d’autres personnes
38,4 (10,2)
0,34
Taille de l’ulcère
5 cm2 et moins (0)
38,6 (10,8)
Plus de 5 cm2 (1)
37,2 (9,1)
Durée de l’ulcère
6 mois et moins (0)
38,5 (11,1)
Plus de 6 mois (1)
36,9 (9,3)
Cause de l’ulcère à la jambe
Veineuse (0)
38,7 (10,2)
Veineuse-mixte (1)
33,6 (9,2)
Présence d’affections concomitantes
Oui
36,5 (10,5)
Non
40,5 (9,2)
< 0,001
Maladie cardiovasculaire
Oui (1)
35,4 (11,0)
Non (0)
38,9 (9,7)
0,002
Arthrite
Oui (1)
35,3 (10,5)
Non (0)
39,7 (9,7)
< 0,001
23,4 (25,1 à 21,6)
< 0,001
23,5 (25,1 à 21,9)
< 0,001
Hypertension
En outre, les résultats des tests bivariés et
multivariés pour le SCM (tableau 5) révèlent que les personnes de 65 ans et plus
obtiennent un meilleur score pour le SCM
que celles de moins de 65 ans (p = 0,006),
alors que les personnes qui ont déclaré
que leur douleur était plus intense ont
obtenu un score plus faible pour le SCM
(p < 0,001). Les données sur le sexe
n’étaient pas significatives (p = 0,61).
Seule une variable additionnelle, la présence d’une affection concomitante, a
montré une tendance vers un score plus
faible pour le SCM (p = 0,058). Le
tableau 5 montre également les coeffi-
Oui
36,7 (9,8)
Non
38,7 (10,3)
0,027
Douleurd
ƒ 2,2 (0)
39,9 (9,7)
> 2,2 (1)
36,1 (10,2)
< 0,001
Abréviations : END, échelle numérique de la douleur; IC, intervalle de confiance; R2, coefficient de détermination; É.-T.,
écart-type; SF-12, formulaire abrégé comportant 12 questions de l’Enquête sur la santé.
a
Les valeurs entre parenthèses représentent le codage des variables utilisées dans le modèle de régression linéaire. Le sexe a
été forcé dans le modèle. R2 ajusté pour le modèle = 0,11.
b
Résultats des tests t de Student.
c
Donnée non statistiquement significative, mais intéressante d’un point de vue empirique (sexe) ou importante sur le plan
clinique (taille, maladie cardiovasculaire) et donc conservée dans le modèle.
d
D’après le score médian sur l’END utilisé pour différencier le groupe souffrant de douleur légère (ƒ 2,2/10) et le groupe
souffrant de douleur intense (> 2,2/10).
$
191
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
TABLEAU 5
Associations bivariées (tests t de Student) pour le sommaire de la composante mentale du
formulaire SF-12 et le modèle final de régression linéaire multivarié
a
b
Variable
Associations bivariées
Moyenne (É.-T.)
valeur p
Constante du modèle
Modèle final de régression
Coefficient (IC à 95 %)
valeur p
53,2 (54,1 à 55,5)
Sexe
Femme (0)
50,3 (10,6)
Homme (1)
50,8 (10,2)
0,61
0,4 (21,3 à 2,1)
0,63
Âge
Moins de 65 ans (0)
49,0 (11,0)
65 ans et plus (1)
51,5 (9,8)
0,006
2,6 (0,8 à 4,4)
0,005
Tabagisme
Fumeur
48,8 (11,1)
Non-fumeur
50,8 (10,3)
0,12
Soutien social
Vivant seul
50,0 (10,6)
Vivant avec d’autres personnes
50,3 (10,3)
Analyse
0,46
Taille de l’ulcère
5 cm2 et moins
Plus de 5 cm
2
50,5 (10,4)
0,83
50,7 (10,4)
Durée de l’ulcère
6 mois et moins (0)
50,9 (10,1)
Plus de 6 mois (1)
49,5 (10,6)
0,16
c
21,9 (23,9 à 0,0)
0,053
22,3 (24,2 à 20,5)
0,014
24,9 (25,6 à 23,2)
< 0,001
Cause de l’ulcère à la jambe
Veineuse
50,6 (10,5)
Veineuse-mixte
50,0 (10,0)
cients et les IC à 95 % correspondants du
modèle final de régression. Le modèle a
expliqué 7,8 % de la variation des
résultats. L’âge avancé a été associé à un
meilleur score pour le SCM (p = 0,005),
tandis que la présence d’une affection
concomitante et une douleur plus intense
ont toutes deux été associées à un score
plus faible pour le SCM (p = 0,014 et
p < 0,001, respectivement). Le fait de
présenter un ulcère de longue durée
(p = 0,053) a également été associé à un
score plus faible pour le SCM; même si ces
données étaient sous le seuil de la
signification statistique, elles ont été
jugées importantes sur le plan clinique et
ont été conservées dans le modèle.
0,59
À notre connaissance, il s’agit de l’une des
plus importantes études visant à examiner
les liens entre des variables cliniques
mesurées de façon systématique et la
QVLS chez une population validée cliniquement de patients souffrant d’ulcères
veineux. Nous avons obtenu des données
substantielles pour confirmer les liens
entre les variables individuelles, environnementales et cliniques, la douleur et la
QVLS dans cette population.
Présence d’affections concomitantes
Oui (1)
50,0 (10,8)
Non (0)
51,4 (9,7)
0,058
Maladie cardiovasculaire
Oui
50,1 (10,6)
Non
50,7 (10,3)
0,78
Arthrite
Oui
50,3 (10,8)
Non
50,7 (10,1)
0,26
Hypertension
Oui
51,0 (10,2)
Non
0,56
50,3 (10,4)
d
Douleur
ƒ 2,2 (0)
53,1 (9,5)
> 2,2 (1)
47,9 (10,6)
< 0,001
Abréviations : END, échelle numérique de la douleur; É.-T., écart-type; IC, intervalle de confiance; R2, coefficient de
détermination; SF-12, formulaire abrégé à 12 questions de l’Enquête sur la santé.
a
Les valeurs entre parenthèses représentent le codage des variables utilisées dans le modèle de régression linéaire. Le sexe a
été forcé dans le modèle. R2 ajusté pour le modèle = 0,08.
b
Résultats des tests t de Student.
c
Donnée non statistiquement significative, mais intéressante d’un point de vue empirique (sexe) ou importante sur le plan
clinique (durée) et donc conservée dans le modèle.
d
D’après le score médian sur l’END utilisé pour différencier le groupe souffrant de douleur légère (ƒ 2,2/10) et le groupe
souffrant de douleur intense (> 2,2/10).
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
192
En général, les femmes ont fait état d’une
douleur quelque peu plus intense et ont
obtenu des scores plus faibles pour le SCP
et le SCM, mais les résultats étaient non
significatifs sur le plan statistique dans
chacun des trois modèles. Les participants
plus jeunes ont fait état d’une douleur plus
importante et ont obtenu un score plus
faible pour le SCM, mais les données
relatives à l’âge étaient tout juste sous le
seuil de la signification statistique dans le
modèle final de régression du SCP.
Comme le SCP diminue avec l’âge40, nous
avions anticipé que le groupe des participants plus âgés allait obtenir un score
relativement faible pour le SCP. La grande
taille de l’échantillon assurait une bonne
représentation des jeunes adultes et des
adultes plus âgés, et l’absence d’effet n’est
donc pas due à l’homogénéité de la
variable indépendante. Cela peut plutôt
s’expliquer par le fait que le groupe des
participants jeunes a obtenu des scores
plus faibles que prévu pour le SCP, ce qui
a annulé l’effet de l’âge. Cela pourrait
venir appuyer les résultats d’études antérieures qui indiquaient que l’écart enregistré par rapport aux normes relatives à la
QVLS était plus important chez les personnes de moins de 65 ans que chez les
personnes plus âgées28, ce que confirme le
fait que les deux groupes ont obtenu pour
le SCP un score moyen nettement inférieur
au score enregistré chez la population de
référence au Canada40. Il est également
possible qu’il y ait eu une colinéarité avec
certaines des autres variables, par exemple l’arthrite, une affection beaucoup plus
courante chez le groupe plus âgé.
Cependant, le fait de retirer certaines
variables individuelles et de réexécuter
les modèles a eu peu d’effet sur les autres
coefficients de régression, ce qui laisse
croire que la colinéarité était minime.
Un lien a été établi entre le fait d’être jeune
et l’obtention d’un score plus élevé touchant la douleur, malgré l’augmentation
probable de l’incidence des affections
concomitantes associées à la douleur chez
le groupe plus âgé. En ce qui concerne les
caractéristiques des ulcères, aucune différence significative sur le plan statistique
n’a été observée entre les jeunes adultes et
les adultes plus âgés. Il est par conséquent
improbable qu’un fondement biologique
explique la différence quant à l’intensité
de la douleur. Il est possible que les jeunes
adultes aient des attentes plus élevées et
qu’ils soient généralement plus actifs que
les adultes plus âgés en raison de leur
travail et de leur famille, ce qui pourrait
exacerber la douleur. Malheureusement,
nous ne pouvons pas vérifier cette hypothèse, car notre étude ne comprenait aucune
mesure de l’état fonctionnel. Il se pourrait
aussi que les jeunes adultes et les adultes
plus âgés ressentent ou déclarent différemment l’intensité de la douleur.
Toutefois, il n’existe aucune preuve pour
appuyer cette affirmation, et la majorité
des publications suggèrent que l’intensité
de la douleur augmente avec l’âge42.
Comme prévu, nous avons observé un
lien très significatif et négatif entre le SCP
et le SCM et la douleur plus intense.
Ni la taille ni la durée des ulcères n’ont pu
être associées de façon significative à
l’intensité de la douleur dans les tests
bivariés et multivariés, même si les
participants qui présentaient des ulcères
de petite taille et de courte durée ont
généralement fait état d’une douleur plus
intense. Le lien entre la taille ou la durée
des ulcères et l’intensité de la douleur
n’ont fait l’objet que d’un nombre limité
d’études. Pieper et collab.43 ont établi une
corrélation modérée entre les très grandes
plaies et l’intensité de la douleur (r de
Pearson = 0,44). Dans le cadre de leur
vaste étude transversale, Walters et collab.16 ont observé un lien entre les ulcères
veineux de plus de 5,6 cm2 et un score
élevé en ce qui concerne la douleur
ressentie le jour. Nos résultats ne confirment ceux d’aucune de ces études, peutêtre en raison de différences d’ordre
méthodologique. L’étude menée par
Pieper et collab.43 portait sur un petit
nombre de jeunes adultes qui présentaient
d’importants ulcères veineux et qui avaient des problèmes de toxicomanie. De
plus, des quatre mesures temporelles de la
douleur, seule l’intensité de la douleur
ressentie le jour était associée à la taille de
l’ulcère. Il se peut que le lien entre
l’intensité de la douleur et les caractéristiques des ulcères ne soit ni simple ni
linéaire. Sur le plan clinique, les petits
ulcères associés à une incontinence de
veine perforante ou à des taches hypopigmentées causées par l’atrophie blanche
pourraient être associés à une douleur
intense44, et les ulcères présents depuis
longtemps pourraient être associés à une
douleur moins intense24,45. Le lien entre
les caractéristiques des ulcères, la gravité
de la maladie et la douleur mérite d’être
étudié de façon plus approfondie.
Les modèles finaux de régression n’ont
expliqué qu’une petite proportion de la
variation de l’intensité de la douleur et de
la QVLS. Cela peut être attribuable à
plusieurs facteurs. L’un d’eux pourrait
être la faiblesse des associations causales
dans la démarche du modèle de Wilson et
Cleary15, mais il est plus probable que les
mesures relatives aux caractéristiques
biologiques et à l’état des symptômes
soient incomplètes et qu’elles représentent
un sous-ensemble d’un ensemble beaucoup plus grand. La meilleure façon de
conceptualiser les caractéristiques biologiques n’est pas claire46. La taille et la durée
sont des indicateurs de la gravité des
ulcères bien acceptés cliniquement, mais
il se peut que la liste à partir de laquelle les
$
193
patients ont déclaré leurs affections concomitantes, initialement conçue pour
faciliter le processus d’établissement d’un
diagnostic différentiel, ait été un indicateur faible de la gravité de l’affection
concomitante, une mesure potentiellement importante dans cette population
principalement plus âgée. De plus, nous
avons choisi comme indicateur de la
douleur son intensité, seul indicateur
parmi les divers symptômes associés aux
ulcères. En outre, il se pourrait que l’END
n’ait pas permis de saisir certains aspects
pertinents de l’expérience de la douleur,
par exemple la composante affective de la
douleur et les interférences liées à la
douleur. Troisièmement, il est possible
qu’un certain nombre de variables qui
contribuent à la QVLS, par exemple l’état
fonctionnel, n’aient pas été intégrées à ces
deux essais. Chose certaine, il y a suffisamment d’éléments prouvant que
l’ulcération active altère la fonction physique. L’inclusion d’une mesure solide de
l’état fonctionnel aurait seulement acccru
la puissance explicative des modèles.
Même si les modèles n’ont fourni qu’une
explication limitée de la variation, nous
avons observé des liens importants sur le
plan clinique entre les caractéristiques
sociodémographiques et biologiques,
l’intensité de la douleur et la QVLS. Voici
un scénario clinique auquel le personnel
infirmier est souvent confronté et qui
illustre très bien ces liens : prenons
l’exemple d’une personne de 67 ans
souffrant d’un ulcère veineux depuis 8
mois. L’arthrose complique l’expérience
de la douleur du patient, qui évalue sa
douleur à 4 sur une échelle de 0 à 10.
D’après ces caractéristiques et les coefficients du modèle de régression, nous
avons calculé que la QVLS physique du
patient a diminué de 14,7 points et que sa
QVLS mentale a diminué de 7,6 points.
Cette diminution du score concernant la
QVLS est importante sur le plan clinique et
elle illustre les liens importants qui existent entre les caractéristiques cliniques
mesurées de façon systématique et la
QVLS.
Points forts et limites
Notre étude comportait plusieurs limites.
Premièrement, la causalité ne peut pas
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
être étudiée au moyen d’une méthode
transversale. Deuxièmement, comme il
s’agissait d’une analyse secondaire, les
variables de l’étude étaient conçues pour
répondre à d’autres questions. Par exemple, il aurait peut-être été plus efficace de
mesurer l’état des symptômes à l’aide d’un
outil éprouvé portant sur une maladie
précise et axé sur les symptômes, en plus
de l’intensité de la douleur. D’autres
concepts importants tels que l’état fonctionnel n’étaient pas inclus dans l’étude.
Parmi les forces de notre étude figurent la
taille importante de l’échantillon et l’utilisation d’outils éprouvés pour mesurer la
douleur et la QVLS. De plus, les principaux ECR sur lesquels repose cette étude
utilisaient des méthodes cohérentes et
éprouvées pour évaluer la taille et la durée
des ulcères. Enfin, il est probable que
l’important échantillon de sujets provenant de milieux urbains et ruraux soit
raisonnablement représentatif des populations cliniques qui reçoivent des traitements pour des ulcères veineux.
Les travaux de recherche futurs devraient
viser à définir ou tester des méthodes de
mesure de l’état des symptômes portant
sur des maladies précises, ce qui constituerait la prochaine étape de l’élaboration
d’un modèle de la QVLS pertinent sur le
plan clinique. De plus, les concepts clés
tels que les affections concomitantes et la
gravité de la maladie doivent être conceptualisés davantage. Enfin, les études à
venir devraient tenir compte de l’âge, une
variable importante, et inclure une mesure
solide de l’état fonctionnel. En effet,
l’altération de la fonction physique et
d’autres aspects de l’état fonctionnel en
lien avec les attentes propres à l’âge
pourraient jouer un rôle clé dans la
médiation des effets de l’âge et de la
douleur sur la QVLS.
L’évaluation de la QVLS est un processus
complexe. Il est probable que les caractéristiques des ulcères et l’intensité de la
douleur, deux variables fréquemment
mesurées par les cliniciens, ne représentent
qu’un aspect limité de la QVLS. À elles
seules, ces deux variables ne constituent
pas des paramètres suffisants pour évaluer
la QVLS. L’incidence de l’ulcération sur la
vie quotidienne est un sujet qu’il est
important d’aborder avec les patients dès
le départ, et qui devrait être pris en compte
lors des évaluations et de la planification
des soins. Comprendre l’incidence des
symptômes sur l’état fonctionnel pourrait
se révéler crucial au moment d’établir des
objectifs prioritaires et d’évaluer les interventions du point de vue du patient.
Remerciements
L’essai contrôlé randomisé Nurse Clinic
Versus Home Delivery of Evidence-based
Community Leg Ulcer Care a été financé
par une subvention des Instituts de
recherche en santé du Canada (MOP no
42497), qui remplacent le Conseil de
recherches médicales. L’essai Canadian
Bandaging a été financé par une subvention des Instituts de recherche en santé du
Canada (IRSC no 63175, numéro standard
international pour les essais contrôlés
randomisés ISRCTN37782978).
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195
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Blessures associées à des produits de consommation au Canada :
revue systématique de la littérature
S. A. Huchcroft, Ph. D. (1); C. R. McGowan, Ph. D. (2); F. Mo, Ph. D. (3)
Cet article a fait l’objet d’une évaluation par les pairs.
Résumé
(2)
Objectifs: Effectuer une revue systématique de la littérature portant sur les blessures
associées à certains produits de consommation.
Méthodologie: Nous avons analysé 46 rapports de recherche de nature empirique et
32 rapports de surveillance du Système canadien hospitalier d’information et de
recherche en prévention des traumatismes (SCHIRPT) dans le but de déterminer le
nombre approximatif de blessures par année associées à chaque produit ainsi que toute
tendance dans les fréquences. Nous avons également extrait des rapports les
pourcentages des blessures qui ont donné lieu à une hospitalisation, qui semblaient
résulter du produit lui-même et qui étaient associées à une utilisation inappropriée ou
dangereuse ou à l’absence de casque.
Résultats: Les équipements de sport et de jeu de plein air semblent être associés aux
nombres de blessures les plus élevés. Une proportion relativement importante de
blessures semble résulter d’une utilisation inappropriée ou dangereuse du produit et du
non-respect des mesures de sécurité requises.
Conclusion: Cette revue a permis de relever plusieurs sujets de préoccupation à propos
des blessures associées à des produits de consommation : absence de casque lors de
l’utilisation de patins à roues alignées, de traı̂neau, de planche à neige, de skis alpins ou
de motomarine; conduite d’un véhicule tout-terrain (VTT) ou d’une motoneige avec
facultés affaiblies par l’alcool; conduite d’une motoneige à une vitesse excessive;
conception défectueuse de certains équipements de terrain de jeu; entreposage et
utilisation non sécuritaires d’allumettes.
Introduction
La sécurité des produits de consommation
est considérée comme une question prioritaire en matière de prévention des blessures au Canada1. D’après les données du
Système canadien hospitalier d’information et de recherche en prévention des
traumatismes (SCHIRPT)*,2, près de la
moitié des blessures subies par les enfants
et les jeunes (âgés de 19 ans et moins) sont
liées à des produits de consommation3.
Au moins quatre catégories générales de
facteurs exercent une influence sur les
blessures associées aux produits de consommation :
(1)
La qualité du produit et la probabilité qu’il puisse causer des blessures
en raison de ses défauts ou de ses
caractéristiques, notamment bords
tranchants, vice de fabrication,
assemblage inadéquat ou défaillance du produit;
(3)
(4)
Les facteurs liés à la manière dont le
produit est utilisé, par exemple à
une vitesse ou avec une force
excessives, à une fin inappropriée
ou de manière négligente;
Le rôle du hasard, qui fait que même
si un produit de bonne qualité est
utilisé de manière appropriée, un
accident est susceptible de survenir
sans avoir pu être anticipé ou évité;
L’absence, dans certains cas, d’équipement de protection permettant de
prévenir les blessures ou d’en
atténuer la gravité.
Dans cet article, nous présentons les
résultats d’une recension systématique de
la littérature portant sur les blessures liées
aux produits de consommation au
Canada. Nous y examinons, produit par
produit, la proportion de blessures pouvant avoir été causées par un défaut du
produit lui-même ou par une utilisation
inappropriée ou dangereuse de celui-ci, la
proportion de personnes blessées qui ne
portaient pas de casque (le cas échéant)
lorsqu’elles se sont blessées, la fréquence
et la gravité des blessures par produit et
toute tendance décelable en matière de
fréquence.
Méthodologie
Définitions de « produit de consommation »
et de « blessure »
Aux termes de la Loi canadienne sur la
sécurité des produits de consommation
(LCSPC), la définition du produit de
consommation est la suivante :
*
Le SCHIRPT est un système informatique de saisie et d’analyse des données sur les blessures subies par les personnes traitées dans les services d’urgence de dix hôpitaux pédiatriques et de
quatre hôpitaux généraux au Canada. Plus de 80 % des dossiers (dont le nombre total dépasse les 1,5 million) portent sur des enfants et des jeunes âgés de 19 ans et moins2. Les données du
SCHIRPT étant fournies par les hôpitaux, elles ne contiennent de l’information que sur les blessures touchant les personnes qui se sont présentées à l’hôpital.
Rattachement des auteurs :
1. Consultante en épidémiologie, Calgary (Alberta), Canada
2. Department of Public Health and Policy, London School of Hygiene & Tropical Medicine, Londres, Royaume-Uni
3. Division de l’intégration scientifique, Centre de prévention et de contrôle des maladies chroniques, Agence de la santé publique du Canada, Ottawa (Ontario), Canada
Correspondance : Catherine R. McGowan, Faculty of Public Health & Policy, London School of Hygiene & Tropical Medicine, 15-17 Tavistock Place, Londres WC1H 9SH, Royaume-Uni;
tél. : (011 44) 20 7927 2888; courriel : Catherine.McGowan@lshtm.ac.uk
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
196
« Produit – y compris tout composant,
partie ou accessoire de celui-ci – dont
on peut raisonnablement s’attendre à
ce qu’un individu l’obtienne en vue
d’une utilisation à des fins non commerciales, notamment à des fins
domestiques, récréatives ou sportives.
Est assimilé à un tel produit son
emballage. »4, article 2
Sont exclus de cette définition les armes à
feu, les munitions et les explosifs, les
arbalètes, les aliments et drogues, les
produits antiparasitaires, les aliments
pour animaux, les engrais, les végétaux,
les semences, les substances réglementées, les produits aéronautiques, les animaux, le tabac et les produits du tabac, les
bateaux et les véhicules au sens de l’article 2
de la Loi sur la sécurité automobile (LSA)
(c’est-à-dire de tout « véhicule automobile,
ou faisant partie d’un attelage automobile,
qui peut circuler sur la route […] »5, article 2).
Toutefois, même s’ils relèvent en principe
de la LSA, les véhicules motorisés récréatifs tout-terrain tels que les véhicules toutterrain (VTT), les motoneiges et les trottinettes motorisées ont été inclus dans cette
étude. Les blessures subies lors de la
pratique de sports d’équipe faisant appel
à de l’équipement comme le soccer, le
hockey ou le baseball ont été exclues de
l’étude, car elles appartiennent à des
catégories relativement discrètes qui justifieraient une analyse distincte, tout
comme les lésions découlant d’un empoisonnement. Enfin, nous avons inclus les
équipements de terrain de jeu, car, même
s’ils ne sont pas à strictement parler de
nature domestique, ils sont inclus dans les
produits de consommation de Santé
Canada6.
La définition du terme « blessure » a été
difficile, car elle ne figure pas dans la
LCSPC. Toutefois, dans le contexte de cette
étude, une blessure sous-entend l’attribution d’un code de la Classification statistique
internationale des maladies et des problèmes de santé connexe, 10e révision (CIM10)7 correspondant à une cause externe de
blessure non intentionnelle (V01-X59 et
Y85-Y86), à l’exclusion des blessures lors
d’un accident de la circulation routière
survenu sur une voie ou une rue publique
où la personne blessée était dans le véhicule, ainsi que des cas d’empoisonnement,
de complications suite à des soins médicaux
et chirurgicaux, de blessure auto-infligée,
d’agression, d’intention indéterminée,
d’intervention légale ou de guerre. Sont
incluses les lésions traumatiques de la tête,
du cou, du thorax, de l’abdomen, des
lombes, du rachis lombaire, du bassin, de
l’épaule et de la partie supérieure du bras,
du coude et de l’avant-bras, du poignet et de
la main, de la hanche et de la cuisse, du
genou et de la jambe, de la cheville et du
pied (codes CIM-10 de région S00-S99),
ainsi que les lésions traumatiques de
plusieurs parties du corps, de siège non
précisé du tronc, d’un membre ou d’une
région du corps, les effets dus à un corps
étranger ayant pénétré dans un orifice
naturel, ainsi que les brûlures et les corrosions (codes CIM-10 T00-T32). Compte tenu
de la rareté des articles scientifiques donnant une définition du terme « blessure » ou
indiquant des codes de la CIM, notre revue
systématique de la littérature s’est appuyée
sur la définition de la blessure donnée par
les auteurs des documents analysés. Toutes
les blessures ont été soignées par un
professionnel de la santé, le plus souvent
au service des urgences d’un hôpital.
ou accident*) + (risk factor ou inciden* ou
caus* ou hospital* ou mortality ou disabilit* ou fall*). Cette recherche de portée
plus large n’a permis de recenser aucune
autre étude sur les blessures associées à
des produits de consommation.
Nous avons également pris en considération plusieurs autres sources, notamment
des livres, des chapitres de livre, des
articles électroniques et des rapports.
Trois documents publiés par l’Agence de
la santé publique du Canada (ASPC) ont
constitué des sources importantes : Étude
des blessures chez les enfants et les jeunes,
Édition 2009 – Pleins feux sur la sécurité
des produits de consommation3, SCHIRPT
– Rapports de blessures et échantillons de
données8 et Inventaire des sources de
données et des activités de surveillance
des blessures9. Nous avons analysé les
bibliographies correspondantes afin de
repérer des articles pertinents qui n’auraient pas été recensés par notre stratégie
de recherche. Nous avons pris en considération les articles publiés dans l’une
ou l’autre des langues officielles.
Critères d’inclusion et d’exclusion
Stratégie de recherche utilisée dans la revue
systématique de la littérature
Nous avons effectué des recherches dans
sept bases de données couvrant le secteur
paramédical, la médecine clinique, les
soins infirmiers et les politiques de santé
(CINAHL Plus, EMBASE, MEDLINE), les
sciences générales (Web of Science), la
santé publique (Global Health), les
sciences sociales (Social Policy &
Practice) et les sciences de la vie appliquées (CAB Abstracts). La recherche a été
effectuée en février 2011 et a couvert la
littérature publiée au cours des deux
décennies précédentes.
Les termes de recherche étaient les suivants : Canad* + (injur* ou accident*) +
(consumer* ou product*). À titre de contre-vérification rapide de l’exhaustivité de
cette recherche, nous avons examiné les
résultats, beaucoup plus nombreux, obtenus lors d’une recherche antérieure pour
un autre projet portant sur les facteurs de
risque liés aux blessures et réalisé en
juillet 2010. Les termes de recherche des
facteurs de risque étaient Canad* + (injur*
$
197
Nous avons inclus les rapports des
recherches de nature empirique publiés
au Canada portant sur les blessures
associées à des produits de consommation
et dans lesquels étaient présentées des
estimations chiffrées importantes, mais
nous avons exclu les commentaires et les
éditoriaux. Nous avons utilisé les comptesrendus de lecture comme source pour
des références bibliographiques qui nous
auraient échappé lors de la recherche
initiale, sans toutefois les inclure dans le
matériel empirique lui-même.
Indices pour la détermination des priorités
en matière de gestion des risques
Après avoir analysé toutes les études
recensées, nous avons choisi six indices
pour faciliter la détermination des priorités en matière de réduction des blessures :
(1) le nombre annuel approximatif de
blessures (estimé en divisant le nombre
de blessures déclarées par la durée de la
période couverte); (2) la gravité relative de
la blessure exprimée en pourcentage des
personnes blessées admises à l’hôpital;
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
(3) les tendances décelables; (4) la proportion des blessures causées par le produit
lui-même (p. ex. défauts); (5) la proportion
des blessures causées par une utilisation
inappropriée ou risquée (le SCHIRPT consigne les circonstances entourant la survenue de la blessure, p. ex. vitesse excessive
ou, dans le cas des lits superposés, saut à
partir du lit du haut); (6) la proportion des
personnes blessées qui ne portaient pas de
casque au moment de la survenue de la
blessure (dans le cas où le port d’un casque
était jugé approprié et où cette information
a été consignée). Nous avons sélectionné
comme produits de consommation devant
être considérés comme prioritaires ceux qui
étaient associés à environ 500 blessures ou
plus par an, à 20 % ou plus de personnes
blessées qui ont été admises à l’hôpital, à
une tendance à la hausse du nombre de
blessures, à 5 % ou plus de blessures
imputables au produit lui-même, à 50 % ou
plus de personnes blessées ayant utilisé le
produit de façon inappropriée ou négligente, et à 50 % ou plus de personnes qui
ne portaient pas de casque au moment où
elles se sont blessées. Les seuils des indices
ont été choisis arbitrairement pour pouvoir
répertorier entre cinq et dix produits de
consommation chacun. Les produits de
consommation pour lesquels les blessures
étaient soit les plus nombreuses, soit les
plus graves et qui satisfaisaient à au moins
un des quatre autres critères ont été
considérés comme prioritaires en matière
de gestion des risques.
tives en vue de trouver ces textes. De plus,
32 rapports en ligne du SCHIRPT trouvés
grâce à une recherche sur Internet en
utilisant les mêmes mots clés sont venus
enrichir les données issues des bases de
données documentaires.
Le tableau 1 résume les résultats de la
revue systématique de la littérature par
produit de consommation en ce qui concerne le nombre annuel de blessures, le
pourcentage des personnes blessées
admises à l’hôpital, le type et le siège les
plus courants de la blessure et toute
tendance relevée. Les résultats sont présentés par groupe d’âge le plus touché, du
plus jeune au plus âgé.
D’après les publications recensées, dans
lesquelles prédominent les blessures
subies par les enfants et les adolescents,
les équipements de sport et de jeu de plein
air semblent être associés aux nombres de
blessures les plus élevés. Les équipements
de terrain de jeu (p. ex. balançoires,
portiques d’escalade, glissoires, balançoires à bascule) comme les bicyclettes
sont associés à plus de 3 000 blessures.
Viennent ensuite les activités hivernales
de descente à l’aide d’un traı̂neau, d’une
planche à neige ou de skis, avec environ
1 000 blessures chaque année par catégorie. Parmi les autres produits de consommation associés à 500 à 1 000 blessures
par an figurent les planches à roulettes, les
patins à roues alignées, les patins à glace
et les trampolines.
Résultats
La consultation des bases de données a
permis de repérer 703 enregistrements
après suppression des doublons, dont 46
qui satisfaisaient à nos critères d’inclusion
concernant les recherches empiriques
quantitatives originales (tableau 1). En
respectant les contraintes en matière de
temps et de ressources de ce projet, nous
avons obtenu le texte intégral des articles
correspondant à 37 de ces enregistrements. Pour les 9 autres, nous avons
utilisé l’information présentée dans le
résumé. Nous avons inclus les articles
publiés uniquement sous forme de résumé
afin d’éviter tout biais associé à l’utilisation des seules références pour lesquelles
l’article intégral avait pu être obtenu, ainsi
que pour pouvoir effectuer d’autres tenta-
Les produits de consommation utilisés
dans la maison jouent un rôle plus
important en termes de gravité que de
nombre absolu de blessures. La gravité
des blessures est définie ici par la proportion de personnes blessées qui ont été
hospitalisées. Si le taux d’hospitalisation
peut servir de variable de substitution
pour comparer la gravité des blessures
d’un produit de consommation à l’autre, le
fait que les données du SCHIRPT n’incluent pas d’information sur les personnes
décédées avant d’avoir été transportées à
l’hôpital entraı̂ne probablement une sousestimation de la gravité de certains types
de blessures associées aux produits de
consommation. Plus de la moitié des
enfants blessés par un cordon de store
ou de rideau ou dans une piscine sont
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
198
admis à l’hôpital, tout comme 25 % à
30 % des enfants ayant subi une brûlure à
cause d’un foyer au gaz ou d’allumettes et
plus de 20 % des personnes blessées par
une tondeuse à gazon. À l’extérieur de la
maison, les produits de consommation les
plus susceptibles d’être associés à des
blessures graves sont les véhicules récréatifs motorisés comme les VTT et les
motoneiges (plus de 30 % des blessés
admis à l’hôpital), les motomarines et les
motos tout-terrain (plus de 20 % des
blessés admis à l’hôpital).
Les produits de consommation pour lesquels le nombre de blessures pourrait être
en hausse sont les sièges de bain pour
bébés, les trampolines, les chaussures à
roulettes, les trottinettes motorisées, les
VTT, les motos tout-terrain, les planches à
neige, les tubes aquatiques et les aimants.
Les tableaux 2 à 4 indiquent les circonstances liées aux blessures. Comme
l’essentiel de la recherche décrivant les
circonstances de survenue de la blessure
s’appuie sur les données du SCHIRPT, les
produits de consommation utilisés par les
enfants et les jeunes prédominent. D’après
les données disponibles, il semble que les
blessures associées aux caractéristiques
des produits soient relativement rares
(tableau 2). Les balançoires pour bébés
semblent être le produit le plus souvent en
cause avec 12,0 % des blessures imputables au produit lui-même, suivies des
chaussures à roulettes (7,6 %), des trottinettes motorisées (7,5 %), de l’équipement de terrain de jeu (6,6 %), des lits
d’enfants, berceaux et bassinettes (5,7 %),
des parcs pour enfants (3,8 %), des
barrières pour enfants (3,4 %), des
véhicules-jouets motorisés (3,0 %), des
lits superposés (1,4 %) et des trottinettes
non motorisées (1,0 %).
Une proportion relativement élevée des
blessures est attribuable à une utilisation
inappropriée ou dangereuse d’un produit
(tableau 3). Dans le cas des aimants,
presque toutes les blessures (93,9 %)
semblent être le résultat d’une utilisation
inappropriée ou dangereuse (p. ex. ingestion
ou insertion dans le nez). Environ les trois
quarts des blessures survenues lors d’un
accident de motoneige sont attribuables
aux facultés affaiblies par l’alcool ou à une
TABLEAU 1
Principales caractéristiques des blessures associées aux produits de consommation
Produit, périodes, groupes d’âge
étudiés et référence
Nombre approximatif
de blessures par
annéea (n)
Pourcentage de
personnes blessées
hospitalisées (%)
Groupe d’âge
le plus touché
Type/siège le plus courant de la
blessure (pourcentage de toutes les
blessures associées à ce produit)
140
4,1
0-5 mois
Tête, visage (78 %)
9
6,0
3-5 mois
Tête (87 %)
3-5 mois
Tête (40 %)
7-10 mois
Tête, visage (89 %)
1994-2000, âge < 12 mois, Kingston29
6-8 mois
Tête (50 %)
Novembre 1990 à janvier 1991, N.-B.,
Î.-P.-É., N.-É.31
5-10 mois
Poussette 1990 à octobre 2002,
âge 0-23 mois27
Balançoire pour bébés 1990 à septembre
1995, âge < 18 mois28
Siège d’auto 1994 à 2000, âge < 12 mois,
Kingston29
Marchette pour bébés 1990 à début 2003,
âge 5-14 mois3,30
158
8,1
Q
Siège de bain 1990 à 2005, âge < 24 mois3
<1
50
6-9 mois
Barrière pour enfant 1990 à octobre 2002,
âge 0-5 ans32
75
3,6
9-11 mois
Tête, visage, cou (75 %)
Parc pour enfant 1990 à octobre 2002,
âge 0-5 ans33
29
4,9
9-11 mois
Tête, visage, cou (45 %)
Foyer au gaz 1990 à 2002, Toronto34
Tendance
q
30,0
Médiane 14 mois
Main(s) (92 %)
Lit d’enfant, berceau et bassinette 1990 à
janvier 1996, âge < 5 ans35
155
5,4
< 2 ans
Tête, cou (66 %)
Aimant 1993 à 2007, âge 13 ans et moins3
22
2,7
2-4 ans
Ingestion (54,3 %)
q
0-4 ans
Corps étranger (82,8 %)
q
1993 à 2003, âge ƒ 13 ans
36
16-17
3,9
195
< 4,1
2-4 ans
Tête et cou (47 %)
Véhicule-jouet motorisé 1990 à 2003,
âge 1-9 ans38
2-3
9,1
2-4 ans
Tête et visage (45,4 %)
Cordon de store ou de rideau 1990 à
200334
1-2
52,9
3-5 ans
Lit supérieur de lits superposés 2002 à
2006, tous âges3
187
10,8
3-5 ans
1999 à 2001, tous âges39
238
9,4
4-5 ans
4225
7,6
5-9 ans
Fracture (43 %)
29,0
5-9 ans
Membre supérieur (85 % des fractures)
Télévision 1990 à 2007, âge 0-19 ans3
1990 à 2002, Halifax, enfants37
Équipement de terrain de jeu 2000,
âge 0-14 ans40
1995 à 2002, Toronto, fractures41
Étés 1991 et 1995, Montréal42
21,4
Moyenne 6,5 ans
Fracture (47,6 %)
Membre supérieur (47,6 %)
Moyenne 8,3 ans
Membres (55,6 %)
Fracture (35,6 %)
2,9
5-14 ans
Membre supérieur (61,8 %)
2,9
Médiane 9,8 ans
0,0
6-14 ans
1995, âge 1-16 ans, Kingston44
Chaussures à roulettes 2000 à 2006, tous
âges45
19
1990 à 2007, tous âges46
12
Juin 2005 à juin 2007, enfants de Calgary47
541
12,4
1990 à 2007, tous âges46
Q
q
q
Membre supérieur (76,7 %)
5-14 ans
Fracture du membre inférieur (39,8 %)
Médiane 10,1 ans
et supérieur (39,4 %)
q
2-15 ans
Janvier 1996 à octobre 1997, Winnipeg,
enfants, blessures orthopédiques49
Trottinette non motorisée 1990 à mai
2001, tous âges50
Membre supérieur (39 %)
5-9 ans
1995 à 1996, Toronto, blessures graves43
Trampoline 1999 à 2003, tous âges3,48,b
Médiane 2,8 ans
27
4,6
8-13 ans
236
7,3
Médiane 10,1 ans
Membre supérieur (33,9 %)
Suite page suivante
$
199
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
TABLEAU 1 (Suite)
Principales caractéristiques des blessures associées aux produits de consommation
Produit, périodes, groupes d’âge
étudiés et référence
Nombre approximatif
de blessures par
annéea (n)
1999 à 2003, âge § 1 an48,b
Pourcentage de
personnes blessées
hospitalisées (%)
273
6,2
46
57,1
47
Juin 2005 à juin 2007, enfants de Calgary
Piscine (noyades et quasi-noyades) 1990 à
2003, âge 0-14 ans51
(piégeages) 1990 à 2003, tous âges52
Groupe d’âge
le plus touché
Type/siège le plus courant de la
blessure (pourcentage de toutes les
blessures associées à ce produit)
6-9 ans
Membre supérieur (54,3 %)
< 4 ans
2-3
5,7
10-14 ans
Pied (57 %)
16-17
7,4
10-14 ans
Membres supérieurs (46 %)
Patins à roues alignées 1998, tous âges54
962
7,8
10-14 ans
Fracture (47,6 %)
1999 à 2003, âge § 1 an48,b
763
7,5
657
6,9
Médiane 11,9 ans
10-14 ans
Membre supérieur (55,1 %)
Bicyclette 2006, âge § 1 an55
3993
11,0
11-15 ans
Membre supérieur (44,0 %)
1990 à 2007, tous âges46
4726
10,7
Médiane 11,0 ans
1999 à 2003, âge § 1 an48,b
3189
10,2
Pièces d’artifice juin 1998 à mars 2004,
tous âges53
1990 à 2007, tous âges46
47
Juin 2005 à juin 2007, enfants de Calgary
1994, âge 0-19 ans, Kingston et environs25
26
1994 à 1998, enfants
5-14 ans
2342
1986 à 1991, décès en Ontario56
15-44 ans
Moyenne 26 ans
Tête (75 %)
Juin 2005 à juin 2009, enfants de Calgary47
5,4
10-14 ans
Membre supérieur (49,1 %)
1993 à 2002, Halifax, enfants ƒ 15 ans57
9,6
6-13 ans
Épaule/bras (48,2 %)
6,0
10-14 ans
Tête, visage, cou (32,1 %)
Membre supérieur (32,1 %)
40
8,2
Médiane 11,9 ans
5
15,0
10-19 ans
3-4
15,3
Médiane 12,3 ans
855
9,2
5-14 ans
Fracture (37,7 %)
1027
10,5
5-14 ans
Membres supérieur (32,3 %) et inférieur
(28,0 %) et tête, visage, cou (29,8 %)
Go-kart 2000 à 2002, âge § 5 ans
58
1990 à 2007, tous âges59
Trottinette motorisée 1998 à 2005,
âge § 7 ans60
1990 à 2007, tous âges59
61
Traı̂neau 2000 à 2002, âge § 5 ans
Hiver 2001-200262
1999 à 2003, âge § 1 an48,b
45
759
Membre supérieur (57,5 %)
11,0
1er décembre 1992 au 24 mars 1993,
Sudbury64
7,0
Moyenne 16 ans
Membre (49 %)
866
4,0
5-14 ans
Fracture (32,4 %)
760
3,2
755
6,7
1001
7,3
Patins à glace 2000 à 2002, âge § 5 ans61
48,b
Planche à roulettes 1990 à 2007, tous
âges46
1999 à 2003, âge § 1 an48,b
Juin 2005 à juin 2007, enfants de Calgary47
Médiane 13,5 ans
10-14 ans
Membre supérieur (53,7 %)
10-14 ans
Fracture (57,7 %)
1471
Avril 2000 à mars 200165
1177
1999 à 2003, âge § 1 an48,b
1262
12,0
4
0,0
10-14 ans
Fracture (38,5 %)
35
10,6
10-14 ans
Fracture (54,8 %)
Miniskis 2000 à 2002, âge § 5 ans
61
11,3
Médiane 12 ans Membre inférieur (32 %) et supérieur
(30 %)
Planche à neige 2000 à 2002,
âge § 5 ans61
Raquettes 2000 à 2002, âge § 5 ans61
q
9,4
Avril 1997 à mars 1999, Edmonton63
1999 à 2003, âge § 1 an
Tendance
17,2
Fracture d’un membre supérieur
(51,3 %)
q
Suite page suivante
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
200
TABLEAU 1 (Suite)
Principales caractéristiques des blessures associées aux produits de consommation
Produit, périodes, groupes d’âge
étudiés et référence
Nombre approximatif
de blessures par
annéea (n)
Moto tout-terrain 1993 à 2002, Halifax,
enfants ƒ 15 ans57
158
1990 à 2007, tous âges59
Pourcentage de
personnes blessées
hospitalisées (%)
Groupe d’âge
le plus touché
Type/siège le plus courant de la
blessure (pourcentage de toutes les
blessures associées à ce produit)
< 20,0
10-15 ans
Épaule/bras (50,6 %)
25,7
66
q
Médiane 14,4 ans
Allumettes 1993 à 2003, âge ƒ 15 ans
3-4
25,6
13-15 ans
VTT 1990 à 2007, tous âges59
272
33,6
Médiane 15 ans
1999 à 2001, tous âges67
298
38,4
20-29 ans
Membre inférieur (30,4 %) et supérieur
(30,2 %)
19,5
8-17 ans
Moyenne 13,7 ans
Fracture (76 %)
1990 à 1997, Alberta, âge 0-17 ans69
Médiane 13 ans
Tête (44,7 %)
Juin 1990 à décembre 2002, enfants de
Halifax < 16 ans, admissions à l’hôpital70
13-15 ans
Moyenne 12 ans
Blessure orthopédique (71,7 %)
16-34 ans
Lésion de la tête (24 %)
3-17 ans
Médiane 13 ans
Lésion cérébrale (54 %)
14-15 ans
Membre inférieur (42,3 %)
10-14 ans
Fracture (41,8 %)
1er septembre 1998 au 31 août 2003,
London, enfants68
2002, âge > 15 ans, traumatismes
majeurs71
2001 à 2004, admissions dans un hôpital
pédiatrique de Montréal72
1993 à 2002, Halifax, enfants ƒ 15 ans57
Ski alpin 2000 à 2002, âge § 5 ans
61
899
Octobre 1999 à septembre 200065
1999 à 2003, âge § 1 an
30,8
865
48,b
699
12,6
16,0
Tête, visage et cou (39 %)
q
Fracture (41,0 %)
12,9
Saison de ski 1991-1992, Blackcomb
(C.-B.)73
7-17 ans
Tête ou visage (26,5 % des hommes),
genou (30 % des femmes)
Tube aquatique 1990 à 2008, tous âges74
18
8,7
15-19 ans
Ski nautique 1990 à 2008, tous âges74
35
9,0
15+ ans
Tondeuse à gazon 1990 à 2006, tous âges75
69
23,0
20+ ans
Lacérations (32 %)
Jet ski/motomarine 1990 à 1997, tous
âges76
11
28,4
20+ ans
Tête ou cou (33,7 %)
16
18,8
Médiane 20 ans
Ski de fond 2000 à 2002, âge § 5 ans
34
12,8
20+ ans
Moyenne annuelle dans la base de données
en décembre 200365
37
8,5
215
32,4
223
39,0
1990 à 2007, tous âges59
61
Motoneige 1990 à 2007, tous âges59
2000 à 2002, âge § 5 ans
61
q
Fracture (34,3 %)
Fracture (27,1 %)
Médiane 22,6 ans
20+ ans
Fracture (39,3 %)
1985-1986 à 1989-1990, décès en Ontario23
Moyenne 29,9 ans
Janvier 1998 à décembre 1997, Winnipeg,
admissions à l’hôpital77
19-25 ans
Moyenne 29,1 ans
Musculo-squelettique (57 %)
21-40 ans,
Moyenne 44,1 ans
Tête et cou (50 %)
Chaise roulante, Nouvelle-Écosse, tous
âges78
Tendance
1,8
Abréviations : C.-B., Colombie-Britannique; Î.-P.-E., Île-du-Prince-Édouard; N.-B., Nouveau-Brunswick; N.-É., Nouvelle-Écosse; SCHIRPT, Système canadien hospitalier d’information et de
recherche en prévention des traumatismes; VTT, véhicule tout-terrain.
Remarque : Les éléments ombrés sont associés à au moins 500 blessures par an, à des taux d’hospitalisation de 20 % ou plus ou à une tendance à la hausse du nombre de blessures.
a
Données du SCHIRPT.
b
L’article sur les trampolines inclut une comparaison avec d’autres équipements de nature récréative.
vitesse excessive. Les facultés affaiblies par
l’alcool sont en cause dans un peu plus de
la moitié des blessures associées aux VTT.
Plus de 70 % des blessures liées aux
allumettes découlent de leur utilisation
inappropriée (p. ex. jeu ou ingestion). De
même, le fait de laisser seul un enfant dans
un siège de bain est la raison la plus
courante de blessure dans cette catégorie,
avec 60 % des blessures liées à ce produit.
$
201
Parmi les autres causes de blessures, on
retrouve le fait de laisser une barrière pour
enfants ouverte ou mal fermée (43,4 % des
blessures), de jouer, de sauter, de se tenir
debout sur le lit supérieur de lits super-
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
TABLEAU 2
Proportion des blessures causées par des caractéristiques du produit
Produit
Pourcentage des
Pourcentage des
blessures causées par
blessures causées par
un défaut du produit % le piégeage du corps %
Pourcentage total des
blessures imputables
aux caractéristiques du
produit %
Balançoire pour bébés
12,028
12,0
Chaussures à roulettes
7,645
7,6
Trottinette motorisée
7,560
7,5
44,a
44
Équipement de terrain de jeu
2,2
4,4
6,6
Lit d’enfant, berceau et
bassinette
1,335,b
4,435
5,7
Parc pour enfant
2,233
1,633
3,8
Barrière pour enfant
1,232
2,232
3,4
38
Véhicule-jouet motorisé
3,0
Lits superposés
1,239
3,0
0,23
1,4
Trottinette non motorisée
50
1,0
1,0
Patins à roues alignées
0,554
0,5
Bicyclette
0,355
0,3
79
0,1
Trampoline
0,1
a
Bords rugueux.
b
Dont 0.3 % imputable au fait que l’enfant a mangé le bois ou a été blessé par des éclats de bois.
posés ou d’en être poussé (40,5 %), et
l’absence de barrière en haut des escaliers
lorsqu’un bébé se déplace en marchette
(24,7 %).
Le seul type d’équipement protecteur pour
lequel on disposait de données concernant
plusieurs produits était le port du casque.
Dans presque tous les cas (90 %) de
blessures associées aux traı̂neaux, aux
chaussures à roulettes ou aux motoma-
TABLEAU 3
Proportion des blessures causées par l’utilisation inappropriée ou dangereuse d’un produit
Produit
Types d’utilisation inappropriée
ou dangereuse
Pourcentage des blessures
causées par une utilisation
inappropriée ou dangereuse, %
Aimant
Ingérer un aimant ou l’insérer dans le
nez ou l’oreille
93,93
Motoneige
Facultés affaiblies
69,023,a; 70,0 à 88,077
Vitesse excessive
82,077
Allumettes
Jouer avec des allumettes ou en
ingérer
71,866
Siège de bain
Laisser l’enfant seul sur son siège
60,03
Véhicule tout-terrain
Facultés affaiblies
Barrière pour enfant
Barrière laissée ouverte ou mal
fermée
43,432
Lits superposés (lit supérieur)
Jouer, sauter, se tenir debout sur le
lit, être poussé du lit
40,53
Marchette pour bébés
Absence de barrière en haut des
escaliers
24,730
Bicyclette
Facultés affaiblies ou utilisation inappropriée
1,855; 7,056
a
Décès.
b
Traumatisme majeur.
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
ƒ 56,071,b
rines, les personnes en cause ne portaient
pas de casque au moment où elles se sont
blessées (tableau 4). Entre environ la
moitié et les trois quarts des personnes
blessées alors qu’elles faisaient du ski
alpin, de la planche à neige, de la
trottinette non motorisée ou du patin à
roues alignées ne portaient pas de casque.
De même, une proportion considérable
des personnes blessées alors qu’elles
conduisaient un véhicule récréatif motorisé ne portaient pas de casque. En ce qui
concerne les bicyclettes et les VTT, les
pourcentages de personnes blessées qui ne
portaient pas de casque sont disponibles
par degré de gravité de la blessure. Dans
presque tous les cas de décès dans un
accident de bicyclette, la personne ne
portait pas de casque et, pour les blessures
associées aux VTT, l’absence de casque
était plus fréquente dans les cas d’hospitalisation ou de traumatisme majeur.
Aucun des 41 produits répertoriés dans le
tableau 1 n’a été associé à tous les indices
de priorité, mais 26 produits l’ont été pour
au moins l’un d’entre eux (tableau 5).
Dans l’hypothèse d’un intérêt prioritaire
envers les produits associés aux blessures
soit les plus fréquentes, soit les plus
graves, nous avons recensé dans ce
tableau les 18 produits qui se retrouvent
dans l’une ou l’autre de ces deux catégories. Les 9 produits associés aux blessures les plus fréquentes diffèrent des
9 produits ayant donné lieu à une proportion plus élevée d’hospitalisation. Une
sélection plus stricte des produits en
utilisant au moins un autre indice réduit
ce nombre à 11 : 6 qui donnent lieu à un
nombre élevé de blessures et 5 qui
semblent donner lieu à des blessures plus
graves nécessitant une hospitalisation.
Le tableau 6 répertorie les produits de
consommation et les sujets de préoccupation. Des six produits ayant donné lieu à un
nombre élevé de blessures, quatre — patins
à roues alignées, traı̂neaux, planches à
neige et skis de descente — sont associés
à une proportion relativement faible de cas
où la personne portait un casque.
Analyse
Les revues systématiques de la littérature
sont sujettes à la fois au biais de déclaration
$
202
TABLEAU 4
Absence de casque chez les personnes blessées, par produit
Produit de consommation
% des blessures survenues alors que l’utilisateur
ne portait pas de casque
99,0 %64; 93 %63
Traı̂neau
95,447; 87,346
Chaussures à roulettes
90,959
Jet ski/motomarine
79,1 %80
Skis et planche à neige
73,747; 67,946
Planche à roulettes
Trottinette non motorisée
72,450; 66,347; 57,646
Patins à roues alignées
56,847; 50,554; 49,646
43,159
Motoneige
39,658; 17,859
Go-kart
38,959
Trottinette motorisée
37,355; 29,846; 15,447; 96,056,a
Bicyclette
Véhicule tout-terrain
Moto tout-terrain
a
59
29,0 ; 28,267; 35,068,b; 8471,b; 8472,c; 31,770,c
12,759
Décès.
b
Traumatisme majeur.
c
Admission dans un hôpital pédiatrique.
(c’est-à-dire la tendance à déclarer plutôt les
résultats statistiquement significatifs que
ceux ne montrant aucune association) et
au biais de publication (c’est-à-dire la
probabilité plus élevée de publication des
rapports mettant en évidence une signification statistique). Dans cette revue, nous
avons tenté de tenir compte de ces sources
de biais en incluant des données non
publiées et des articles dont seul le résumé
avait été localisé. Une autre source possible
de biais est le choix des termes de recherche.
Même si tout a été mis en œuvre pour rendre
cette revue la plus complète possible compte
tenu de nos ressources, nous reconnaissons
que l’approche aurait été plus exhaustive en
effectuant une recherche par produit de
consommation (avec parfois plusieurs noms
différents pour le même produit, comme jetski ou motomarine) plutôt qu’en utilisant le
terme générique « produit de consommation », qui n’était pas nécessairement un
mot clé dans toutes les publications.
Nous avons pris en considération une
partie de la « littérature grise » (c’est-àdire celle qui ne figure pas dans les bases
de données interrogées) en incluant des
publications en ligne (toutes s’appuyant
sur les données du SCHIRPT); toutefois,
comme nous n’avons pas recherché les
publications gouvernementales dans cha-
cune des provinces canadiennes, certains
documents pertinents nous ont peut-être
échappé10-14. Nous avons supposé que les
rapports nationaux utilisant les données
du SCHIRPT incluaient les données utilisées dans les rapports provinciaux.
Le thème de l’association entre blessure et
produit de consommation ne se prête pas
facilement à l’exercice classique de revue
systématique de la littérature, et ce, pour au
moins deux raisons. En premier lieu, il faut
souvent plusieurs années pour élaborer et
réaliser une étude épidémiologique, puis
pour présenter ses résultats sous forme
d’article et publier celui-ci dans une revue
scientifique; par conséquent, les rapports
épidémiologiques publiés ne sont probablement pas représentatifs des produits ayant
fait l’objet d’un rappel rapide après un
rapport d’incident. En second lieu, une
revue de la littérature qui couvre plusieurs
années peut manquer de pertinence par
rapport aux dangers actuels, car les produits dangereux peuvent avoir déjà fait
l’objet d’un rappel et ne plus être disponibles, alors que de nouveaux produits et
modèles ont fait leur apparition. Ainsi, les
résultats de la présente recherche n’incluent
pas les effets nocifs potentiels des appareils
électroniques personnels, comme la perte
auditive associée aux lecteurs MP315.
$
203
Compte tenu du fait que l’essentiel des
données du SCHIRPT provient d’hôpitaux
situés dans des centres urbains, et pour la
plupart de leurs services de pédiatrie, les
blessures subies par les adolescents plus
âgés et par les adultes, traitées dans les
hôpitaux généraux, et par les Premières
Nations, les Métis, les Inuits et le reste de la
population vivant dans des régions rurales
ou éloignées sont sous-représentées dans
cette base de données. De surcroı̂t, dans
certaines provinces et dans les territoires,
aucun hôpital ne participe au SCHIRPT
(Saskatchewan, Nouveau-Brunswick, Îledu-Prince-Édouard, Yukon, Territoires du
Nord-Ouest et Nunavut). De plus, les
lésions fatales sont sous-représentées, car
le SCHIRPT ne saisit pas les données
concernant les personnes décédées avant
d’avoir pu être transportées à l’hôpital2.
Les études dans lesquelles a été évaluée la
représentativité des données du SCHIRPT
ont révélé d’autres biais. Ainsi, la sensibilité variait de 30 % à 91 % selon les
hôpitaux16; les blessures chez les enfants
plus âgés étaient plus susceptibles de ne
pas être comptabilisées dans certains hôpitaux17,18 mais pas dans d’autres16, tandis
que les blessures plus graves (p. ex. les cas
d’hospitalisation) étaient moins susceptibles de ne pas être comptabilisées dans
certains hôpitaux17 et plus susceptibles de
ne pas l’être dans d’autres16. Toutefois,
nous avons conclu que les données recueillies étaient fiables et valides19.
Il serait intéressant que les études à venir
sur les produits de consommation et les
blessures au Canada se penchent sur les
aspects suivants.
Fraction étiologique du risque
Une approche possible serait d’utiliser le
nombre approximatif de blessures par an
et la prévalence des facteurs de risque
modifiables (p. ex. l’absence de casque)
pour estimer la réduction de la fraction
étiologique du risque pour certaines interventions spécifiques. Une telle estimation de
l’avantage possible pour la santé publique
pourrait servir à déterminer les priorités.
Toutefois, cette approche nécessiterait la
réalisation d’une méta-analyse fondée sur
un sous-ensemble de publications se prêtant
à un regroupement des données ou sur
l’utilisation de données brutes extraites de la
base de données du SCHIRPT.
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
TABLEAU 5
Indices de priorité combinés des tableaux 1 à 4
Produit de
consommation
> 500 blessures
par an
§ 20 % des personnes blessées
admises à l’hôpital
Tendance à la
hausse
§ 5 % des blessures
causées par des caractéristiques du produit
Balançoire pour bébés
§ 50 % des blessures
causées par une utilisation inappropriée
ou dangereuse
§ 50 % des personnes blessées
ne portaient pas
a
de casque
3
Siège de bain pour bébés
3
Foyer au gaz
3
3
Lit d’enfant, berceau et
bassinette
3
Aimant
3
Cordon de store ou de
rideau
Équipement de terrain de
jeu
3
3
Chaussures à roulettes
Trampoline
3
3
3
3
3
3
3
Trottinette non motorisée
3
Piscine
3
Patins à roues alignées
3
Bicyclette
3
3
Trottinette motorisée
3
Traı̂neau
3
Patins à glace
3
Planche à roulettes
3
Planche à neige
3
3
3
Moto tout-terrain
3
Allumettes
3
Véhicule tout-terrain
3
Skis alpins
3
3
3
3
3
3
3
3
Tube aquatique
3
Tondeuse à gazon
3
Motomarine
3
Motoneige
3
3
3
Remarque : Les produits ombrés sont ceux pour lesquels les blessures sont les plus nombreuses ou les plus graves et les valeurs sont supérieures au seuil pour au moins un autre indice de priorité.
a
Lorsque le port du casque est jugé approprié et lorsque cette information a été communiquée.
TABLEAU 6
Produits de consommation et sujets de préoccupation
Problème
Absence de casque
Produit de consommation
Patins à roues alignées
Traı̂neau
Planche à neige
Skis alpins
Motomarine
Utilisation avec les facultés affaiblies
Véhicule tout-terrain
Motoneige
Vitesse excessive
Conception du produit
Entreposage et utilisation inappropriés
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Motoneige
Équipement de terrain de jeu
(incluant le matériau de surface)
Allumettes
$
204
Estimation du risque fondée sur l’exposition
Si cette revue permet de déterminer les
types de produits associés au plus grand
nombre de blessures, le nombre absolu de
blessures est cependant fonction à la fois
de la disponibilité d’un produit donné et
du risque de blessure qui lui est associé.
Pour illustrer cela, demandons-nous si le
fait que le nombre de blessures associées
aux bicyclettes soit trois à quatre fois plus
élevé que celui découlant de l’utilisation
de patins à roues alignées indique que le
cyclisme est plus dangereux, qu’il y a plus
de bicyclettes que de patins à roues
alignées ou que les gens passent plus de
temps à faire du vélo que du patin à roues
alignées. Selon toute vraisemblance, la
réponse est une combinaison de ces trois
facteurs. À quelques exceptions près, les
études citées ici ne donnent pas d’estimation du risque de blessures par rapport à
l’exposition à un produit, ce qui est une
information nécessaire pour repérer les
produits particulièrement dangereux et les
activités connexes. La difficulté à présenter des estimations comparatives du risque
provient du manque de dénominateurs
appropriés. À l’avenir, pour au moins
certains produits de consommation, on
pourrait calculer les taux de blessure en
rapport avec l’exposition. On pourrait,
afin d’estimer le risque en fonction de
l’exposition,
utiliser
des
méthodes similaires à celles utilisées par d’autres
auteurs20-23 pour établir des liens entre les
données du SCHIRPT et celles recueillies
dans des enquêtes comme celles sur
l’activité physique des jeunes et des
adultes obtenues dans le cadre de
l’Enquête canadienne sur les mesures de
la santé24. On pourrait également combiner les données sur les blessures et celles
sur les ventes afin de produire une
estimation du risque en fonction de la
disponibilité de certains produits de consommation.
Taux de blessure dans la population
Les études citées ici portent sur différents
groupes d’âge, différents lieux et différentes périodes, ce qui complique les
comparaisons des taux de blessure d’un
produit de consommation à l’autre. La
base de données du SCHIRPT permet de
calculer les taux de blessure par rapport
au nombre total de blessures consignées
dans la base de données (globalement ou
pour un groupe d’âge en particulier);
toutefois, ces chiffres ne sont que des
approximations des taux dans la population, car, de toute évidence, les personnes
répertoriées dans la base de données
SCHIRPT ne représentent pas l’ensemble
de la population dont elles sont issues. Il
serait utile de mettre les données du
SCHIRPT en relation avec celles du recensement afin de pouvoir estimer la validité
de la première méthode pour estimer les
taux (bruts et ajustés) dans la population
et d’effectuer des comparaisons entre les
produits, ainsi qu’avec d’autres études où
des taux dans la population ont été
utilisés25,26.
Taux par âge
Si cette revue a permis de déterminer les
groupes d’âge les plus touchés par les
blessures liées à un produit de consommation donné, elle n’a cependant pas permis
de mettre en lumière les produits les plus
susceptibles d’être associés à une blessure
pour un groupe d’âge donné tout au long
de la vie. Les données du SCHIRPT
pourraient être utilisées pour fournir cette
information, laquelle aiderait à établir les
priorités et à élaborer des stratégies de
réduction des blessures en relation avec
chaque groupe d’âge.
Conclusion
En dépit des limites citées, cette revue
systématique de la littérature offre une
vue d’ensemble de la problématique des
blessures associées à différents produits de
consommation au Canada en termes de
fréquence, de gravité, de tendances possibles et de causes probables. Les blessures
les plus fréquentes semblent être associées
aux équipements de terrain de jeu et aux
bicyclettes; les blessures les plus graves
surviennent à la maison ou lors de l’utilisation d’un équipement récréatif à moteur;
des tendances à la hausse pourraient
concerner les blessures associées à plusieurs produits de consommation; enfin, les
causes les plus fréquentes des blessures
semblent être le comportement de l’utilisateur (c’est-à-dire une utilisation inappropriée ou dangereuse ou des mesures de
précaution insuffisantes, par exemple en ce
qui concerne le port du casque) plutôt
qu’un défaut du produit lui-même.
L’analyse présentée ici a permis de répertorier plusieurs sujets de préoccupation
concernant les produits de consommation
et les blessures : (1) absence de casque chez
les utilisateurs de patins à roues alignées, de
traı̂neaux, de planches à neige, de skis
alpins et de motomarines; (2) conduite de
VTT ou de motoneige avec des facultés
affaiblies par l’alcool; (3) conduite de
motoneige à une vitesse excessive; (4)
conception défectueuse de certains équipements de terrain de jeu; (5) entreposage et
utilisation non sécuritaires d’allumettes.
d’information de la London School of
Hygiene & Tropical Medicine (RoyaumeUni) pour sa précieuse contribution à
l’élaboration de la stratégie de recherche
documentaire.
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Remerciements
Les auteurs adressent leurs remerciements
à Jane Falconer, bibliothécaire au service
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Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Forum pancanadien
Étude nationale de la santé des populations relative aux
maladies neurologiques
C. R. Caesar-Chavannes, M.B.A.; S. MacDonald, B.A.
Introduction
Contexte
Historique de l’étude
Le 5 juin 2009, la ministre fédérale de la Santé
a annoncé que le gouvernement du Canada
s’engageait à verser 15 millions de dollars
pour une étude nationale en santé des
populations de quatre ans portant sur les
maladies neurologiques. Conçue pour améliorer notre compréhension des maladies
neurologiques et de leurs répercussions sur
les Canadiens, cette étude est gérée par
l’Agence de la santé publique du Canada
(ASPC) en collaboration avec les Organismes
caritatifs neurologiques du Canada (OCNC),
un regroupement de 25 organismes caritatifs
œuvrant dans le domaine de la neurologie.
L’Étude nationale de la santé des populations
relative aux maladies neurologiques n’est pas
une simple étude, mais un important programme de recherche incluant trois enquêtes
nationales et 13 projets de recherche pancanadiens, dont quelques études portant sur la
faisabilité de la surveillance en continu de
certaines maladies neurologiques et l’élaboration d’un modèle de microsimulation.
Les résultats serviront de base à l’élaboration
de nouvelles politiques et de nouveaux
programmes. L’équipe chargée de l’étude se
compose de plus de 125 chercheurs, qui
proviennent de 30 établissements canadiens,
universitaires et non universitaires.
En 2006, l’Organisation mondiale de la
Santé publiait Neurological Disorders:
Public Health Challenges [Troubles neurologiques : défis pour la santé publique]. Ce
rapport mettait en garde contre les conséquences pour la société et les systèmes
de soins de santé de la hausse prévue de la
prévalence des troubles neurologiques et
d’autres affections chroniques, combinée
aux incapacités résultant du vieillissement
de la population mondiale et de l’augmentation de l’espérance de vie1.
Étant données les répercussions de plus en
plus importantes des maladies neurologiques sur les Canadiens et les systèmes de
soins de santé, il était clair que nous
devions recueillir des données plus détaillées pour éclairer les décisions en matière
de politiques. En 2008, un certain nombre
d’organismes caritatifs ont ainsi décidé de
se regrouper pour former une coalition, les
OCNC, qui a pour mandat d’améliorer la
qualité de vie des personnes souffrant de
troubles, de blessures et d’affections neurologiques chroniques, ainsi que celle de
leurs soignants. Les OCNC accomplissent
cette mission « en hissant la santé cérébrale en tête de liste des priorités gouvernementales […] et en faisant en sorte que
la recherche, la prévention, les traitements
et le soutien aux personnes malades leur
soient universellement accessibles »3. Le
rôle des OCNC est d’offrir « un leadership
permettant l’évaluation et l’avancement
de nouvelles occasions pour la défense de
notre cause ainsi que des projets éducatifs
et de recherche sur la santé du cerveau »3.
Cet article présente brièvement l’Étude
nationale de la santé des populations
relative aux maladies neurologiques, sa
raison d’être ainsi que son historique, ses
objectifs et les stratégies adoptées.
En 2007, l’Institut canadien d’information
sur la santé, la Fédération des sciences
neurologiques du Canada et la Canadian
Brain and Nerve Coalition rédigeaient
conjointement Le fardeau des maladies,
troubles et traumatismes neurologiques au
Canada2. Ce rapport portait sur les répercussions de onze troubles neurologiques
courants au Canada, soit la maladie
d’Alzheimer, la sclérose latérale amyotrophique (SLA), les tumeurs cérébrales, la
paralysie cérébrale, l’épilepsie, les traumatismes crâniens, les maux de tête, la
sclérose en plaques, la maladie de
Parkinson, les traumatismes médullaires
et les accidents vasculaires cérébraux.
Selon les estimations, les coûts totaux
engendrés par ces troubles « s’élevaient à
8,8 milliards de dollars, ce qui représente
6,7 % du total des coûts attribuables
associés aux maladies au Canada en
2000-2001 »2.
Les organismes membres continuent de
financer leurs projets de recherche psychosociale ou clinique, mais les données
qu’ils réunissent sont insuffisantes pour
assurer la préparation de l’ensemble du
pays en vue de l’augmentation rapide du
nombre de personnes âgées, en particulier
de personnes atteintes d’une maladie
neurologique. En juin 2008, des membres
Rattachement des auteurs :
Organismes caritatifs neurologiques du Canada, Toronto (Ontario), Canada
Correspondance : Celina Rayonne Caesar-Chavannes, Organismes caritatifs neurologiques du Canada, 4211, rue Yonge, bureau 316, Toronto (Ontario) M2A 2P9; tél. : 416-227-9700, poste
3314; téléc. : 416–227-9600; courriel : celina@mybrainmatters.ca
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
210
des OCNC ont donc rencontré des représentants du gouvernement du Canada
pour discuter du manque de données
épidémiologiques sur les maladies neurologiques.
En janvier 2009, l’ASPC a mis sur pied un
comité consultatif sur la surveillance des
troubles neurologiques. Dans le cadre
d’une enquête réalisée en ligne à l’échelle
nationale en février 2009, les répondants
ont classé par ordre de priorité les questions de recherche au sein de huit groupes
thématiques : fréquence et progression,
accès à des soins et à des services
professionnels, facteurs de risque, affections concomitantes, conséquences sur les
individus, traitement de l’affection, prestation de soins non rémunérée et enfin
prestation de soins rémunérée. Parmi les
3 000 personnes interrogées, 34 % ont dit
souffrir elles-mêmes d’une maladie neurologique, 35 % étaient des membres de la
famille ou des aidants non rémunérés de
personnes atteintes de maladie neurologique et 31 % étaient employés dans le
domaine des maladies neurologiques (personnel d’un organisme de services, professionnels de la santé, chercheurs,
aidants rémunérés). Les résultats ont été
communiqués aux quelque 40 chercheurs
du domaine dans le cadre d’un atelier
technique qui a eu lieu le mois suivant.
Organisé conjointement par l’ASPC et les
OCNC, cet atelier avait comme objectif de
présenter aux chercheurs un projet
d’étude des populations à l’échelle nationale et de classer par ordre de priorité les
domaines de recherche.
En se basant sur les résultats de l’enquête,
les participants à l’atelier ont recommandé
que l’étude sur les maladies neurologiques
soit articulée autour des cinq grands axes
suivants :
N
N
N
N
N
l’ampleur des troubles cérébraux, en
particulier l’incidence, la prévalence et
les maladies concomitantes;
les répercussions des maladies neurologiques sur les individus, leurs soignants et leurs familles;
les facteurs de risque liés à l’apparition
et au pronostic;
les pratiques exemplaires et les lacunes
dans les services de santé;
les registres.
À l’automne 2009, davantage de chercheurs
ont été invités officiellement à faire partie
de l’une des cinq équipes du projet de
recherche (groupes consultatifs d’experts).
Un président a été désigné pour chacun des
groupes et un deuxième atelier technique a
été organisé en décembre 2009. Les groupes
consultatifs d’experts des cinq domaines
d’intérêt privilégiés ont réorganisé les axes
de recherche et ont recommandé des types
de projets et une méthodologie pour
l’étude. Les « registres » ont été intégrés à
la catégorie « ampleur », ce qui a réduit à
quatre le nombre de domaines d’intérêt :
ampleur (incidence, prévalence et maladies
concomitantes), facteurs de risque, répercussions et services de santé.
En tenant compte du fardeau des maladies
dans la population et des principales lacunes
en matière de connaissances, de même que
de la participation des OCNC de l’époque, la
priorité a été accordée aux affections suivantes : SLA, maladie d’Alzheimer et
démences connexes, tumeurs cérébrales,
paralysie cérébrale, dystonie, épilepsie,
maladie de Huntington, hydrocéphalie, traumatismes neurologiques (dont les lésions
cérébrales et médullaires), sclérose en plaques, dystrophie musculaire, maladie de
Parkinson, spina bifida, syndrome de Gilles
de La Tourette, accident vasculaire cérébral
et migraine.
À la suite de cette réunion, l’ASPC et les
OCNC se sont employés à mettre au point le
plan de recherche. Ils ont diffusé un appel à
propositions sous forme de lettres d’intention en janvier 2010. Quarante-deux
réponses ont été obtenues à l’échelle du
Canada. Les lettres reçues ont été examinées afin d’évaluer la pertinence des
travaux proposés en fonction des besoins
de l’étude à grande échelle. Douze équipes
ont été invitées à présenter une proposition
détaillée avant le 15 avril 2010. Les projets
soumis ont fait l’objet d’un examen scientifique à l’interne et à l’externe et le
financement de dix de ces propositions a
été recommandé. En raison de certaines
lacunes dans les lettres d’intention, l’ASPC
et les OCNC ont lancé un nouvel appel de
propositions en novembre. Trois autres
projets abordant plus précisément les
volets des registres et des services de santé
de l’étude ont alors été retenus.
$
211
C’est ainsi que l’Étude nationale de la
santé des populations relative aux maladies neurologiques a vu le jour.
Gouvernance
L’Étude est gérée par un comité de mise en
œuvre composé de représentants de
l’ASPC, de Santé Canada, des IRSC et des
OCNC. Un comité consultatif scientifique
fournit des avis scientifiques au comité de
mise en œuvre et supervise et évalue les
aspects scientifiques de l’étude. Divers
groupes de travail, composés de chercheurs et de représentants des OCNC et
du gouvernement, contribuent également
à la réussite de l’initiative. Le Comité
d’éthique de la recherche de Santé Canada
a examiné les projets faisant appel à des
participants et l’expert scientifique en chef
a donné son approbation écrite avant le
début des travaux.
Catégories et projets
Chacun des projets de recherche menés à
l’initiative des chercheurs dans le cadre de
l’étude s’inscrit dans l’une des catégories
susmentionnées : ampleur, répercussions,
facteurs de risque et services de santé.
Ampleur
Cette catégorie a été établie pour permettre l’examen des bases de données, des
outils et des méthodes dont nous disposons ainsi que pour renforcer la capacité
de créer des registres nationaux en ligne
axés sur les patients et portant sur les
maladies neurologiques. Certains projets
de cette catégorie visaient à déterminer
l’incidence et la prévalence de chacune
des maladies neurologiques prioritaires au
Canada et dans le reste du monde. Les
chercheurs ont utilisé des bases de données administratives sur la santé pour
évaluer les affections concomitantes, le
recours aux services de santé et les
retombées économiques, et ils ont validé
les données d’enquête et les données
administratives utilisées. D’autres travaux
ont été réalisés dans ce cadre : création
d’un répertoire des registres existants au
Canada et à l’étranger sur les maladies
neurologiques, élaboration de lignes directrices consensuelles pour la création de
registres, y compris le contenu des regis-
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
tres, préparation d’une trousse d’outils
pour la création et la mise en place de
registres et examen de la possibilité
d’élargir les registres existants, par exemple en y ajoutant de nouvelles affections,
d’autres régions canadiennes ou de nouvelles données.
Répercussions
Les projets visant à évaluer les répercussions des maladies neurologiques sur les
individus, leur famille et leurs fournisseurs
de soins comprenaient une revue systématique des ouvrages traitant des répercussions biopsychosociales et économiques
des maladies neurologiques et des facteurs
qui influencent ces répercussions. Les
chercheurs se sont également penchés sur
les affections concomitantes, l’autogestion,
les services de santé et les services communautaires. Ils ont documenté et analysé
l’expérience vécue par des personnes
atteintes de maladies neurologiques, que
ce soit dans la collectivité ou en institution,
en y intégrant les approches en matière
d’autogestion, les défis et les stratégies
d’adaptation, l’utilisation des services, les
lacunes dans les services et les suggestions
d’amélioration. Enfin, les chercheurs ont
évalué la qualité de vie des Canadiens
atteints de troubles neurologiques et ont
déterminé l’influence des facteurs personnels et communautaires (logement, aménagement urbain, etc.), celle des services de
santé et celle de l’autogestion.
complète des soins requis par les personnes atteintes d’une maladie neurologique ainsi que les modèles de soins fondés
sur des pratiques exemplaires permettant
d’améliorer la qualité de vie ou de ralentir
sa détérioration. De plus, un répertoire des
services de santé et des services connexes
offerts actuellement au Canada a été créé,
et on a identifié les services de qualité
exemplaire et les lacunes dans les pratiques actuelles.
Autres composantes de l’étude contribuant
aux catégories « ampleur » et « répercussions »
Facteurs de risque
Enquête sur la santé dans les collectivités
canadiennes – module relatif aux maladies
neurologiques
L’ajout de questions portant sur les
maladies neurologiques aux questionnaires de 2010 et de 2011 de l’Enquête
sur la santé dans les collectivités canadiennes (ESCC) a été utile aux études
pancanadiennes relatives à la prévalence
de ces maladies. Le module lié aux
maladies neurologiques de l’ESCC visait
à recueillir des données autodéclarées sur
la prévalence de certains troubles neurologiques auprès de personnes atteintes
comme auprès d’autres membres des
130 000 ménages canadiens interrogés.
Les méthodes de l’Enquête ont été élargies
pour ce module afin d’inclure tous les
membres d’un ménage, y compris les
enfants âgés de moins de 12 ans, afin
d’accroı̂tre la taille de l’échantillon et de
permettre la collecte de données sur des
maladies qui se déclarent pendant
l’enfance.
Un examen systématique des facteurs
(biologiques, liés au mode de vie, socioéconomiques, environnementaux et psychosociaux) qui influencent l’apparition,
le pronostic et les affections concomitantes d’une maladie neurologique a été
réalisé. Cet axe comprenait également des
projets visant l’acquisition de nouvelles
connaissances sur le risque de développer
un trouble neurologique et sur les facteurs
pronostiques.
Enquête sur les personnes ayant des
problèmes neurologiques au Canada
(SLNCC)
Cette enquête de suivi, menée auprès
d’environ 4 500 personnes ayant déclaré
souffrir de maladies neurologiques dans le
cadre du module sur les maladies neurologiques de l’ESCC, met l’accent sur les
répercussions de ces maladies sur la
qualité de vie, en particulier la vie de
famille.
Pratiques exemplaires et lacunes dans les
services de santé
Enquête sur les problèmes neurologiques
dans les établissements au Canada
L’ESCC ne vise pas les personnes en
établissement. Étant donné qu’un grand
nombre de personnes atteintes de mala-
Les projets s’inscrivant dans cette catégorie ont contribué à déterminer la gamme
dies neurologiques, en particulier aux
stades les plus avancés, vivent dans des
établissements de soins de longue durée et
dans d’autres types d’établissements,
Statistique Canada a réalisé en 2011-2012
une enquête à partir d’un échantillon
représentatif pour évaluer la prévalence
de certains problèmes neurologiques au
sein de cette population.
Élargissement du SNSMC
Le Système national de surveillance des
maladies chroniques (SNSMC) de l’ASPC,
qui utilise des données provenant de bases
de données administratives provinciales et
territoriales, va inclure certains troubles
neurologiques. Ce système de surveillance
fournit de l’information sur l’incidence de
nouveaux diagnostics, la prévalence de
ces troubles, les effets sur la santé et
l’utilisation des services de santé connexes.
Microsimulation
Un modèle de microsimulation est en
cours d’élaboration pour pouvoir extrapoler le fardeau des principales maladies
neurologiques dans cinq, dix, quinze et
vingt ans. Ce modèle projette l’incidence
et la prévalence futures de ces maladies, la
qualité de vie des Canadiens qui en sont
atteints en termes d’années de vie ajustées
en fonction de l’incapacité et d’espérance
de vie ajustée en fonction de la santé
(nombre d’années vécues en bonne
santé), l’espérance de vie, le besoin de
services de santé et les coûts liés à ces
services.
Prochaines étapes
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
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212
L’Étude nationale de la santé des populations relative aux maladies neurologiques
en est à sa dernière année de mise en
œuvre. Les projets portant sur les différents volets de l’étude tirant à leur fin, les
OCNC et les organismes gouvernementaux
participants vont entreprendre au cours
des prochains mois un processus de
synthèse faisant appel aux intervenants
et diffusant l’information concernant
l’étude. Au cours de ce processus de
synthèse, des chercheurs expérimentés
vont se réunir afin de regrouper les
éléments majeurs découlant des données
de recherche et des intervenants vont être
consultés. Le groupe chargé du processus
de synthèse sera composé d’experts dans
les domaines suivants : épidémiologie,
économie de la santé, évaluation et
administration des soins de santé, neurologie et pratique médicale. Il aura pour
tâche d’examiner les résultats finaux des
différents volets et de rédiger un rapport
sommaire. D’autres avis seront recueillis
dans le cadre de consultations en personne, de demandes d’information en
ligne et d’un processus de rétroaction
auprès des principaux groupes d’intervenants. Par la suite, un groupe sera chargé
de la révision des rapports de consultation
des intervenants et soumettra des recommandations visant à intégrer les points de
vue des intervenants dans un rapport
final. Ce groupe sera formé de membres
d’organismes de bienfaisance dans le
domaine de la santé neurologique qui
ont un intérêt pour l’Enquête nationale
de la santé des populations relatives aux
maladies neurologiques et qui connaissent
un ou plusieurs projets. Le rapport final
sera présenté au ministre fédéral de la
Santé en mars 2014.
La stratégie de transfert et de diffusion des
connaissances adoptée pour l’étude fait
appel à tous les partenaires : les chercheurs principaux, les OCNC et le gouvernement du Canada. Ces partenaires
travailleront individuellement et collectivement afin d’assurer auprès des intervenants canadiens une large diffusion des
connaissances acquises, grâce à une combinaison de stratégies incluant des publications évaluées par des pairs, des
webinaires, des rapports sommaires et
des fiches d’information.
Remerciements
Nous voudrions remercier les Organismes
caritatifs neurologiques du Canada et
l’Agence de la santé publique du Canada
pour leur contribution au succès de cette
initiative. Nous tenons aussi à remercier
Vidal A. Chavannes, de Resolve Research
Solutions Inc., ainsi que Jay Onysko,
Asako Bienek, Claudia Lagace et Sulan
Dai, de l’Agence de la santé publique du
Canada, pour leur participation à la révision et à la relecture de cet article.
L’Étude nationale de la santé des populations relative aux maladies neurologiques
a été financée par l’Agence de la santé
publique du Canada. Cependant, les opinions exprimées dans la présente publication sont celles des auteurs et des
chercheurs et ne reflètent pas nécessairement la position de l’Agence de la santé
publique du Canada.
Références
1.
World Health Organization. Neurological
disorders: public health challenges. Geneva
(CH): WHO Press, 2006.
2.
Institut canadien d’information sur la santé.
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(Ont.) : ICIS; 2007. 130 p.
3.
Organismes caritatifs neurologiques du
Canada. Mission et vision [Internet]. Toronto
(Ontario) : OCNC; 2010 [Consultation le 25
octobre 2012]. Consultable en ligne aux pages :
http://www.mybrainmatters.ca/fr/propos-des
-ocnc et http://www.mybrainmatters.ca/fr
/mission-et-vision
Conclusion
L’Étude nationale de la santé des populations relative aux maladies neurologiques,
fruit d’un travail de collaboration entre
organisations gouvernementales et non
gouvernementales, va améliorer nos connaissances touchant l’ampleur, les répercussions, les facteurs de risque et les
services de santé liés à certaines maladies
neurologiques au Canada, ce qui va fournir des bases solides aux modèles d’intervention.
$
213
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Rapport d’étape
Améliorer le Portail canadien des pratiques exemplaires
N. Sims-Jones, M. Sc. inf. (1); E. Dyke, M.A. (2)
Dans le cadre de la santé publique fondée sur des données probantes, « [i]l faut au moins que les bonnes personnes aient les bons renseignements au bon moment et dans les bons formats.»1, p. I-21
La mission de l’Agence de la santé publique
du Canada (ASPC) est de : « promouvoir et
protéger la santé des Canadiens au moyen
du leadership, de partenariats, de l’innovation et de la prise de mesures dans le
domaine de la santé publique »2. Afin de
contribuer à cette mission, l’ASPC a mis en
œuvre de nombreuses initiatives de mobilisation des connaissances en vue
d’appuyer la prise de décisions fondées
sur des données probantes en santé publique. L’une de ces initiatives, lancées en
2006, est le Portail canadien des pratiques
exemplaires3,4, une base de données interrogeable en ligne qui contient le détail
d’interventions communautaires efficaces
visant à promouvoir la santé et à prévenir
les maladies chroniques : http://cbpp-pcpe.
phac-aspc.gc.ca/fr/.
La conception du Portail s’est inscrite dans
une initiative fédérale plus globale, qui
comprenait la création de l’ASPC ellemême, visant à renforcer les capacités en
santé publique au Canada en réaction au
SRAS et aux recommandations du Comité
consultatif national sur le SRAS et la santé
publique5. La nécessité d’établir une base
de données de qualité élevée contenant
des résumés de données probantes
récentes sur l’efficacité des interventions
auprès de la population et en santé
publique avait été plus particulièrement
cernée dans un rapport précédent, Le
chemin à parcourir : une consultation
pancanadienne sur les priorités en matière
de santé publique et des populations6.
D’autres initiatives ont également été
présentées à cette période pour renforcer
les capacités en santé publique. En 2005,
six Centres de collaboration nationale en
santé publique ont été établis et financés
par l’ASPC. Ces Centres « produisent de la
documentation destinée à appuyer les
professionnels de santé publique à améliorer leur réponse aux menaces à la santé
publique, aux maladies chroniques et aux
blessures, aux maladies infectieuses et aux
inégalités de santé »7. Ils sont axés sur la
transposition de données probantes produites par des chercheurs afin qu’elles
soient utilisées par les praticiens en santé
publique7.
Une autre excellente source d’information
fondée sur des données probantes pour les
praticiens en santé publique est HealthEvidence.ca, un site Internet qui donne
accès à des « recensions rigoureuses sur le
plan méthodologique et récemment achevées portant sur les interventions en santé
publique et en promotion de la santé »8. Le
but ultime de ce projet est « de faciliter
l’adoption et la mise en œuvre de politiques, de programmes et d’interventions
efficaces pour soutenir la prise de décision
en santé publique à l’échelle locale et
régionale dans l’ensemble du Canada »8.
Les administrations provinciales, territoriales et municipales ainsi que les unités de
santé locales au Canada ont mis en place
des initiatives de renforcement des capacités en santé publique. Par exemple, la
Colombie-Britannique a publié Framework
for Core Functions in Public Health9 pour
orienter les programmes de santé publique
de la province, tandis que l’Ontario a
établi des normes en santé publique qui
« établissent les exigences relatives aux
programmes et aux services de santé
publique fondamentaux »10, p.1. Le
Québec a également été actif dans plusieurs secteurs, notamment grâce à la
publication du Programme national de
Rattachement des auteurs :
1. Agence de la santé publique du Canada, Ottawa (Ontario), Canada
2. Université d’Ottawa, Ottawa (Ontario), Canada
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
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214
santé publique 2003-2012 du Québec qui
permet de « préciser, du même coup,
les services de santé publique accessibles
à tous les citoyens et citoyennes du
Québec »11, p.1. En 2010, la NouvelleÉcosse a produit Moving Forward: A
Commitment to Public Health’s Future12
qui découle d’un rapport antérieur : The
Renewal of Public Health in Nova Scotia:
Building a Public Health System to Meet
the Needs of Nova Scotians 13. Les autres
provinces et territoires ont pris diverses
mesures pour augmenter leur capacité en
santé publique après le SRAS.
Malgré les ressources offertes aux praticiens en santé publique, les évaluations du
Portail canadien des pratiques exemplaires indiquent que l’accès à une information globale pour appuyer la
planification, la mise en œuvre et l’évaluation des programmes de santé publique
demeure un sujet de préoccupation. Par
conséquent, le personnel de l’ASPC a
commencé à planifier le contenu d’un
Portail amélioré, tout en conservant le
thème original, soit la promotion de la
santé et la prévention des maladies chroniques.
Afin de choisir un contenu supplémentaire,
l’ASPC a passé en revue les lois et les
normes en santé publique des provinces et,
le cas échéant, des territoires. Le but de
cette analyse était de cerner quels secteurs
de la promotion de la santé et de la
prévention des maladies chroniques la
plupart des ministères de la Santé publique
au Canada avaient le mandat d’examiner.
Comme on pouvait s’y attendre, ces secteurs étaient la lutte contre le tabagisme, la
promotion de l’activité physique et de la
saine alimentation, ainsi que des approches
intégrées en matière de prévention des
maladies chroniques. Une fois ces thèmes
identifiés, des renseignements pertinents
ont été sélectionnés à partir des sites
Internet gouvernementaux à l’échelle provinciale, territoriale, fédérale et internationale pour chacun des secteurs, afin
d’appuyer l’élaboration des programmes.
Pour les programmes de promotion de la
santé et ceux portant sur les facteurs de
risques modifiables, l’information fournie
dans la section « Sujets de santé publique »
du Portail amélioré intègre des données de
surveillance, des stratégies, des lignes
directrices sur ce qui fonctionne comme
des directives, des recommandations et
des approches stratégiques, ainsi que des
liens vers des examens systématiques
pertinents de la documentation de
Health-Evidence.ca et de la section
« Pratiques exemplaires » du Portail.
La section « Maladies chroniques » du
Portail amélioré porte principalement sur
la prévention de maladies chroniques
précises. Dans cette section, un vaste
éventail d’information est fourni sur les
facteurs de risque, la surveillance, les
stratégies de prévention et les lignes
directrices, ainsi que des liens vers des
publications clés, des sites provinciaux et
territoriaux de prévention des maladies,
des outils et des ressources, des projets
financés et des examens systématiques
pertinents de la documentation de HealthEvidence.ca.
La section « Pratiques exemplaires » offre
un accès à la base de données interrogeable
en ligne sur les interventions communautaires efficaces tirée de la version d’origine
du Portail canadien des pratiques exemplaires. La section « Ressources » répertorie
maintenant une liste commentée de
ressources canadiennes de qualité portant
sur la prise de décisions axées sur des
données probantes et sur la planification de
programmes de santé publique.
Il est souvent demandé aux ministères de la
Santé de commenter les politiques de santé
publique de leurs administrations ou d’en
élaborer. La section du nouveau Portail sur
les questions stratégiques réunit des documents clés sur les politiques canadiennes
ou internationales en santé publique, ainsi
que des liens vers des ressources et
des outils stratégiques. Enfin, la section
« Apprendre davantage » fournit une liste
complète des fils RSS, des mises à jour par
courriel et des listes de distribution des
organismes de santé publique.
On prévoit d’élargir ensuite l’éventail des
sujets en santé publique, d’ajouter
d’autres séries de ressources pour appuyer
les programmes en santé publique et de
proposer une exploration des sites Internet
d’organismes locaux en santé publique. Le
Portail canadien des pratiques exemplaires est conçu comme une ressource
en constante évolution, avec deux mises à
jour par an. Si vous avez des commentaires ou des suggestions sur son contenu
ou sur l’approche choisie, veuillez communiquer avec nous à : http://cbpp-pcpe
.phac-aspc.gc.ca/fr/contact-us/.
5.
Comité consultatif national sur le SRAS et
la santé publique. Leçon de la crise du
SARS : renouvellement de la santé publique
au Canada. Santé Canada; oct. 2003 [consultation le 19 sept. 2012]. Consultable en
ligne à la page : http://www.phac-aspc
.gc.ca/publicat/sars-sras/naylor/index-fra
.php
6.
Institut de la santé publique et des populations, Initiative sur la santé de la population
canadienne. Le chemin à parcourir : une
consultation pancanadienne sur les priorités en matière de santé publique et des
populations [Internet]. Ottawa (Ont.) : ICIS;
2002 [consultation le 19 sept. 2012]. PDF
(843 Ko) téléchargeable à partir du lien :
http://www.cihr-irsc.gc.ca/f/documents
/charting_the_course_f.pdf
7.
Centres de collaboration nationale en santé
publique. À propos des CCNSP [Internet].
Centres de collaboration nationale en santé
publique; 2009 [consultation le 19 sept.
2012]. Consultable en ligne à la page :
http://www.ccnsp.ca/57/e_propos_des
_Centres.ccnsp
8.
Health-evidence.ca. À propos de nous
[Internet]. Hamilton (Ont.) : Health-evidence.ca [consultation le 19 sept. 2012].
Consultable en ligne à la page : http:
//www.donneesprobantes-sante.ca/html
/AboutUsFR
9.
Ministry of Health Services, Population
Health and Wellness. A framework for core
functions in public health: resource document. Victoria (BC) : BC Ministry of Health
Services, Population Health and Wellness;
2005 [consultation le 19 sept. 2012]. PDF
(1,35 Mo) téléchargeable à partir du lien :
http://www.health.gov.bc.ca/public-health
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Références
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M, Manuel D, Gully PR, Mowat D.
Favoriser la prise de décision factuelle au
Canada : examen de la nécessité de créer un
centre de données de recherche et un
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et les populations au Canada. Can J Public
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propos de l’Agence [Internet]. Ottawa
(Ont.) : Agence de la santé publique du
Canada; [consultation le 19 sept. 2012].
Consultable en ligne à la page : http://www
.phac-aspc.gc.ca/about_apropos/index-fra
.php
3.
Agence de la santé publique du Canada. Le
portail canadien des pratiques exemplaires
[Internet]. Ottawa (Ont.) : Gouvernement
du Canada; [consultation le 19 sept. 2012].
Consultable en ligne à la page : http:
//cbpp-pcpe.phac-aspc.gc.ca
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Finkle-Perazzo D, Jetha N. Forum pancanadien - Ressources en ligne pour améliorer
la prise de décision en matière de santé
publique. Maladies chroniques et blessures
au Canada, 2011;31(4):177-181.
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10. Ministère de la Santé et des Soins de longue
durée de l’Ontario. Normes de santé publique de l’Ontario 2008, Toronto (Ont.) :
ministère de la Santé et des Soins de longue
durée de l’Ontario; 2008 [consultation le 19
sept. 2012]. PDF (494 Ko) téléchargeable à
partir du lien : http://www.health.gov
.on.ca/fr/pro/programs/publichealth/oph_
standards/docs/ophs_2008f.pdf
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
11. Cardinal L, Francoeur D, Hamel M, Kirouac
S, Théberge Y. Programme national de santé
publique 2003-2012. Québec (Qc) : Santé et
Services sociaux Québec; 2003 [consultation
le 19 sept. 2012]. PDF téléchargeable à partir
du lien : http://publications.msss.gouv.qc
.ca/acrobat/f/documentation/2003/03-21602A.pdf
12. Nova Scotia Public Health. Moving forward: a commitment to public health’s
future. Halifax (NS) : Nova Scotia Public
Health; 2010.
13. Moloughney B. The renewal of public health
in Nova Scotia: building a public health
system to meet the needs of Nova Scotians.
Halifax (NS): Nova Scotia Health Promotion
and Protection; 2006 [consultation le 19
sept. 2012]. PDF téléchargeable à partir du
lien : http://www.gov.ns.ca/hpp/publications
/07148_therenewalofphinnsreport_apr06_en
.pdf
Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
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Avis de publication : Statistiques canadiennes sur le cancer 2013
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Vol 33, no 3, juin 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
MCBC : Information pour les auteurs
Mandat de MCBC
Maladies chroniques et blessures au Canada (MCBC)
est une revue scientifique trimestrielle qui traite de la
prévention des maladies non transmissibles et des blessures au Canada ainsi que de la lutte contre celles-ci.
Ses articles de fond sont soumis à une évaluation par
les pairs. Le contenu des articles peut couvrir des projets de recherche en épidémiologie, en santé publique
ou communautaire, en biostatistique, en sciences du
comportement, en services de santé et en économie de
la santé. MCBC favorise la communication sur les maladies chroniques et les blessures entre professionnels
de la santé publique, épidémiologistes et chercheurs,
planificateurs de politiques de la santé et éducateurs en
santé. Les articles sont choisis en fonction de leur qualité scientifique, de leur pertinence en santé publique,
de leur clarté, de leur concision et de l’exactitude technique. Même si MCBC est une publication de l’Agence
de la santé publique du Canada, les contributions de
membres ne travaillant pas pour le gouvernement
fédéral sont les bienvenues.
Pourquoi publier des articles dans
MCBC?
Étant donné que la revue est en libre accès et qu’elle
est totalement bilingue, elle est consultée par des lecteurs des États-Unis, d’Europe et d’Afrique francophone. MCBC jouit d’une forte présence en ligne parce
qu’elle est répertoriée, entre autres, par Index Medicus/MEDLINE (Pubmed), Journal Citation Reports/
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virtuelle canadienne de la santé, SciSearch, EBSCO,
ProQuest et MediaFinder. La revue est une plateforme
importante d’échange de connaissances au sein de la
communauté de la santé publique au Canada.
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du texte compte un maximum de 3 500 mots en anglais,
(4 400 mots en français) (sans compter le résumé, les
tableaux, les figures et les références), présenté sous
forme de recherche originale, de rapports de surveillance, d’examens systématiques (notamment des méta-analyses) ou d’articles méthodologiques. Un résumé
structuré de 250 mots maximum en anglais (345 mots
en français) doit être inclus.
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du texte compte un maximum de 5 000 mots en anglais
(6 500 mots en français) (sans compter le résumé, les
tableaux, les figures et les références). Un résumé
structuré de 250 mots maximum en anglais (345 mots
en français) doit être inclus. MCBC suit les lignes directrices de Social Science and Medicine concernant les
articles de recherche qualitative : http://www.elsevier
.com/wps/find/journaldescription.cws_home/315
/authorinstructions.
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rapport d’étape peut faire l’objet d’une évaluation par
les pairs, et le rédacteur en chef peut exiger la présentation d’un résumé.
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puissent présenter ou échanger de l’information ou
discuter sur des données de surveillance régionale ou
nationale, des programmes en cours d’élaboration ou
des initiatives liées à des politiques en santé publique
(maximum de 3 000 mots en anglais ou de 3 900 mots
en français). Les documents peuvent faire l’objet d’une
évaluation par les pairs, et le rédacteur en chef peut
exiger la présentation d’un résumé.
Rapport d’atelier ou de conférence : Compte rendu
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en anglais ou de 1 560 mots en français). Résumé non
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en français). La note de synthèse permet aux auteurs
de littérature grise de voir leurs résultats pertinents
apparaître dans PubMed en tant que « nouvelles ».
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section « Analyse/Discussion » devrait comporter une
sous-section « Forces et limites ». Pour la conclusion,
il faut éviter les énoncés ne correspondant pas aux
résultats de l’étude.
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/books/NBK7256/ pour l’anglais; pour le français,
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s’il y en a plus de six). La numérotation doit figurer en
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et les figures. Prière de ne pas utiliser la fonction de
numérotation automatique des références du logiciel
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les données non publiées ou encore les communications personnelles utilisées (déconseillées), il faut les
indiquer dans le texte, entre parenthèses (les auteurs
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de page et indiquées à l’aide de lettres minuscules (en
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