Maladies chroniques et blessures au Canada Dans ce volume

Maladies chroniques et blessures au Canada Dans ce volume
Maladies chroniques
et blessures au Canada
Volume 33 · numéro 2 · mars 2013
Dans ce volume
63
L’influence des matchs de hockey professionnel vus à la télévision
sur les blessures des jeunes hockeyeurs
70
Quel est le niveau d’activité physique des enfants de Toronto?
Analyse de données d’accélérométrie et comparaison avec
l’Enquête canadienne sur les mesures de la santé
80
Tendances concernant l’incidence du cancer, la mortalité par
cancer et la survie au cancer au Canada entre 1970 et 2007
93
Perceptions par des patients atteints d’arthrite inflammatoire
débutante de leur incapacité parentale, de leur stress parental et
du comportement de leurs enfants
101 Surveillance populationnelle de l’asthme chez les travailleurs de
Colombie-Britannique (Canada)
110 La mortalité par blessure non intentionnelle et ses causes
externes au Canada entre 2001 et 2007
120 Note de synthèse – L’espérance de vie ajustée en fonction
de l’état de santé au Canada : Rapport de 2012 présenté par
l’Agence de la santé publique du Canada
121 Gagnants des résumés du Congrès 2012 des étudiants de la
Société canadienne d’épidémiologie et de biostatistique
Maladies chroniques
et blessures au Canada
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(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
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ISSN 1925-6531
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
L’influence des matchs de hockey professionnel vus à la
télévision sur les blessures des jeunes hockeyeurs
G. Keays, M. Sc. (1); B. Pless, M.D. (2)
Cet article a fait l’objet d’une évaluation par les pairs.
Résumé
Introduction : La plupart des matchs de la Ligue nationale de hockey (LNH) télédiffusés
comportent des mises en échec violentes, des coups illégaux et des altercations. Nous
avons émis l’hypothèse que les joueurs des ligues de hockey mineur imitaient de tels
comportements et que le fait de ne pas regarder ces matchs se traduirait par une
réduction du taux de blessures chez les joueurs de hockey plus jeunes.
Méthodologie : En utilisant un modèle quasi expérimental, nous avons comparé sept
ans de matchs de la LNH télédiffusés (2002–2009) avec l’année du lock-out de la LNH
(2004–2005). Nous avons utilisé les données du Système canadien hospitalier
d’information et de recherche en prévention des traumatismes (SCHIRPT) pour
caractériser les blessures et déterminer si elles étaient attribuables à un contact
intentionnel ou à des actes illégaux, ce qui inclut les altercations.
Résultats : Nous n’avons observé aucune différence significative entre les proportions
de blessures tous types confondus et celles liées à un contact intentionnel, un acte
violent ou un acte illégal chez les joueurs de sexe masculin des ligues de hockey mineur
entre l’année où les joueurs professionnels ont été en lock-out et les années précédentes
et suivantes.
Conclusion : Nous concluons que le fait de ne pas voir de matchs télédiffusés de la LNH
comportant des scènes violentes pourrait ne pas se traduire par une réduction des
blessures, même si un effet possible pourrait avoir été masqué puisque nous avons
observé une augmentation marquée, durant le lock-out, du nombre de spectateurs aux
matchs des ligues mineures professionnelles où la violence est tout aussi présente.
Mots-clés : adolescents, garçons, écoute de la télévision, violence, blessures sportives,
hockey
Introduction
« Bien sûr qu’on essaie de faire comme
eux. On les voit faire toutes sortes de
choses sans jamais être punis. » Ainsi
s’exprimait un jeune joueur de hockey de
12 ans interviewé à la télévision canadienne après la mise en échec dans un
angle mort subie par la vedette de la Ligue
nationale de hockey (LNH) Sidney Crosby,
ce qui lui a valu une commotion cérébrale
l’obligeant à rester à l’écart du jeu pendant
près de onze mois. Le décès récent de
plusieurs « bagarreurs » de la LNH, c’est-àdire de joueurs dont le rôle principal est
justement de se bagarrer, est venu alimenter le débat sur la violence dans le hockey.
L’influence des médias sur le comportement des téléspectateurs est au centre de
controverses depuis les années 19501-3.
Ainsi, la question de savoir si le fait, pour
les enfants, de voir des scènes violentes à
la télévision a un effet négatif sur eux n’a
toujours pas été tranchée. En 1975,
Rothenberg a résumé 146 études en
concluant que « la violence à l’écran avait
pour effet de rendre les jeunes téléspectateurs
plus agressifs »4. Toutefois, des rapports
plus récents, dont plusieurs examens
systématiques et méta-analyses, ont
donné lieu à des conclusions divergentes,
allant de l’absence d’effet5 à une nocivité
avérée6-11. Néanmoins, pour l’American
Psychological Association12 et l’American
Academy of Pediatrics13, la prépondérance
de la preuve amène à conclure à des effets
négatifs.
Si les scènes violentes à l’écran vues par
les enfants prennent principalement la
forme de dessins animés ou de films
d’action, elles sont également très fréquentes dans de nombreuses émissions
sportives. Le hockey sur glace, en particulier, a la réputation de faire autant appel à
l’agression qu’à l’habileté du jeu. Cette
discipline est à l’origine du taux le plus
élevé de blessures sportives chez les
garçons14 et n’est devancée que par le
football dans les premières causes de
lésions médullaires graves15. Le degré de
violence présent dans les matchs de
hockey télédiffusés est saisissant : environ
40% des matchs de la LNH incluent au
moins une altercation16 et quelque 16% de
toutes les blessures graves (c.-à-d. celles
qui contraignent un joueur à quitter le jeu)
ont pour origine des comportements ayant
donné lieu à une pénalité ou à une
suspension17. Dans les ligues de hockey
mineur professionnel, considérées par
plusieurs comme les plus violentes de ce
sport, il est habituel d’assister à trois ou
Rattachement des auteurs :
1. Centre universitaire de santé McGill, Hôpital de Montréal pour enfants, Montréal (Québec), Canada
2. Départements de pédiatrie et d’épidémiologie et biostatistiques, Université McGill, Montréal (Québec), Canada
Correspondance : Glenn Keays, Centre universitaire de santé McGill, Hôpital de Montréal pour enfants, 2300, rue Tupper, bureau CB-27, Montréal (Québec)
poste 23167; téléc. : 514-412-4477; courriel : glenn@keays.ca
$
63
H3H 1P3; tél. : 514-412-4400
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
quatre altercations par partie18. La mise en
échec par l’arrière, une manœuvre généralement associée à des blessures graves,
n’est devenue illégale qu’en 200019, alors
que les coups délibérés visant la tête
(« coups à la tête ») suscitent toujours la
controverse20. À cause du caractère
« macho » du hockey professionnel, le
port du casque n’a été introduit qu’en
197921 et l’utilisation obligatoire de la
visière continue d’être reportée22. Au
hockey mineur, ces deux pièces d’équipement sont obligatoires depuis de nombreuses années.
Le comportement des enfants et des
jeunes jouant dans les ligues de hockey
mineur semble être influencé par les
parties de la LNH qu’ils regardent à la
télévision23-27. Une enquête a montré que
90 % des jeunes interrogés ont affirmé
avoir appris « un comportement, une
technique ou une habileté » en regardant
les joueurs de hockey professionnels. De
plus, 56 % ont déclaré avoir copié des
tactiques de joueurs professionnels illégales au moins une fois pendant la saison
de hockey en cours28. Une autre enquête a
révélé que les joueurs de hockey des
écoles secondaires qui avaient pour modèles des joueurs agressifs de la LNH
étaient plus nombreux à commettre des
agressions à l’égard d’autres joueurs pendant un match29. Plus récemment, dans
un rapport commandé par le ministère des
Sports de la Colombie-Britannique, on a
noté que 27 % des 144 jeunes joueurs de
hockey ayant participé à l’enquête avaient
imité des coups illégaux portés par des
joueurs de la LNH vus à la télévision30.
Nous en avons conclu que nous pouvions
raisonnablement formuler l’hypothèse
selon laquelle le fait de ne pas regarder
le hockey professionnel à la télévision
était de nature à améliorer le comportement des joueurs plus jeunes, de sorte
qu’il y ait moins de blessures. Pour mettre
cette hypothèse à l’épreuve, nous avons
tiré parti d’une expérience qui s’est
déroulée dans des conditions naturelles :
au cours de l’hiver 2004-2005, les propriétaires des équipes ont imposé un lockout aux joueurs de la LNH durant un litige
contractuel. En conséquence, exception
faite des rediffusions d’anciens matchs de
la LNH en avril 2005 et des matchs de
championnat des ligues juniors à la fin du
mois de mai, il n’y a pas eu de hockey à la
télévision canadienne. Nous avons examiné si l’absence de hockey professionnel
télévisé durant cette saison avait été
associée à un taux de blessures moins
élevé chez les joueurs des ligues mineures.
Méthodologie
Notre étude a porté exclusivement sur les
garçons ayant joué au hockey dans des
ligues de hockey mineur au Canada au
cours de sept saisons successives, la
première étant celle de 2002–2003. Les
ligues de hockey mineur sont subdivisées
en différents niveaux en fonction de l’âge
des joueurs, à savoir Peewee, Bantam et
Midget31.
Nous n’avons pris en considération que
les blessures survenues durant la saison
régulière de la LNH. Nous avons obtenu
des renseignements détaillés concernant
les blessures dans le Système canadien
hospitalier d’information et de recherche
en
prévention
des
traumatismes
(SCHIRPT)32,33. Le SCHIRPT est un système de surveillance des blessures qui a
été mis en œuvre dans 14 services
hospitaliers d’urgence de sept provinces.
Il recueille de l’information auprès des
parents des patients (ou des patients s’ils
sont plus âgés) au sujet des circonstances
dans lesquelles la blessure est survenue, et
contient des renseignements médicaux
détaillés tels que la nature de la blessure,
la partie du corps atteinte et le traitement
dispensé.
Nous avons utilisé plusieurs définitions
pour décrire la cause ou le mécanisme de
la blessure. Au départ, nous avons comparé toutes les blessures aux « blessures
liées à un contact», ce qui inclut tous les
types de contact, qu’ils soient intentionnels ou pas. Ensuite, nous avons analysé
deux types particuliers de contact. Le
premier, les « blessures causées par un
contact illégal », fait référence aux cas
causés par un coup (ou un acte) illégal au
sens de Hockey Canada31. Appartiennent à
cette catégorie les actes suivants : coup de
coude (lever le coude de manière à causer
une blessure), double échec (le fait de se
servir de la partie du bâton située entre les
deux mains pour arrêter un adversaire par
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
64
la force), mise en échec par derrière,
plaquage contre la bande (mise en échec
d’un adversaire sans défense de manière à
le projeter violemment sur la bande), mise
en échec à la tête, coup de genou (avancer
le genou pour provoquer un contact avec
l’adversaire), cinglage (action de frapper
avec force un adversaire avec son bâton),
faire trébucher (placer le bâton, le genou,
le pied, le bras, la main ou le coude de
manière à faire trébucher ou tomber
l’adversaire), rudesse, ou tout acte de
violence tel que bataille, altercation et
coups de poing délibérés. La seconde
catégorie, « blessures causées par des
altercations », inclut toutes les blessures
découlant de batailles, altercations et
coups de poing délibérés.
Pour calculer les taux, nous avons obtenu
de Hockey Canada, pour chaque année de
l’étude, le nombre de garçons âgés de 11 à
17 ans inscrits dans chacune des ligues de
hockey mineur et nous avons exprimé la
proportion en nombre de blessures pour
1 000 joueurs de sexe masculin inscrits
dans toutes les villes possédant un hôpital
pédiatrique partenaire du SCHIRPT. Les
intervalles de confiance des taux individuels et des proportions individuelles ont
été calculés à l’aide du test de Poisson.
Résultats
Entre les mois de septembre et d’avril des
années 2002 à 2009, le SCHIRPT fait état
de 14 717 blessures au hockey chez les
garçons de 11 à 17 ans. Parmi les blessés,
24 % étaient de niveau Peewee (11 à
12 ans), 39%, de niveau Bantam (13 à
14 ans) et 37 %, de niveau Midget (15 à
17 ans). Pour la plupart des années, à
chaque niveau, environ 70 % des blessures étaient liées à un contact. Pour tous
les niveaux d’âge combinés, les taux pour
1 000 joueurs inscrits variaient entre 19,0
et 24,9 pour une blessure en général et
entre 13,7 et 18,4 pour une blessure
considérée comme liée à un contact
(tableau 1). Toutefois, les données ne font
ressortir aucune tendance au fil du temps
et aucune preuve d’un changement marqué de la proportion de blessures durant
l’année du lock-out par rapport aux
années précédentes ou suivantes. Il en
est de même lorsqu’on examine ces
données par ligue ou par groupe d’âge.
TABLEAU 1
Taux approximatifsa de blessures au hockey, tous types de blessures et blessures liées au contact, par ligue (groupe d’âge) et par saison pour
1 000 joueurs des ligues de hockey mineur (11-17 ans), tous les centres SCHIRPT, Canada
Saison de hockey
Joueurs inscrits
(n)
Blessures de tous types
(n)
Blessures liées au contact
Taux pour 1 000 (IC à 95%)
(n)
Taux pour 1000 (IC à 95%)
PEEWEE (11 à 12 ans)
2002-2003
32 561
596
18,3
(16,9 à 19,8)
440
13,5
(12,3 à 14,8)
2003-2004
34 541
508
14,7
(13,5 à 16,0)
356
10,3
(9,3 à 11,4)
2004-2005
32 339
492
15,2
(13,9 à 16,6)
362
11,2
(10,1 à 12,4)
2005-2006
35 492
449
12,7
(11,5 à 13,9)
322
9,1
(8,1 à 10,1)
2006-2007
33 526
482
14,4
(13,1 à 15,7)
356
10,6
(9,6 à 11,8)
2007-2008
32 235
525
16,3
(14,9 à 17,7)
392
12,2
(11,0 à 13,4)
2008-2009
34 354
523
15,2
(14,0 à 16,6)
378
11,0
(9,9 à 12,2)
2002-2003
30 116
939
31,2
(29,2 à 33,2)
682
22,6
(21,0 à 24,4)
2003-2004
30 448
861
28,3
(26,4 à 30,2)
624
20,5
(18,9 à 22,2)
BANTAM (13 à 14 ans)
2004-2005
30 848
833
27,0
(25,2 à 28,9)
604
19,6
(18,1 à 21,2)
2005-2006
33 332
761
22,8
(21,3 à 24,5)
558
16,7
(15,4 à 18,2)
2006-2007
31 249
731
23,4
(21,7 à 25,1)
535
17,1
(15,7 à 18,6)
2007-2008
30 049
754
25,1
(23,4 à 26,9)
558
18,6
(17,1 à 20,2)
2008-2009
32 978
854
25,9
(24,2 à 27,7)
619
18,8
(17,3 à 20,3)
28 023
721
25,7
(23,9 à 27,7)
544
19,4
(17,8 à 21,1)
MIDGET (15 à 17 ans)
2002-2003
2003-2004
28 152
837
29,7
(27,8 à 31,8)
614
21,8
(20,1 à 23,6)
2004-2005
28 597
738
25,8
(24,0 à 27,7)
562
19,7
(18,1 à 21,3)
2005-2006
32 615
715
21,9
(20,4 à 23,6)
510
15,6
(14,3 à 17,0)
2006-2007
32 070
813
25,4
(23,7 à 27,1)
577
18,0
(16,6 à 19,5)
2007-2008
29 963
777
25,9
(24,2 à 27,8)
570
19,0
(17,5 à 20,6)
2008-2009
34 970
808
23,1
(21,6 à 24,7)
601
17,2
(15,9 à 18,6)
90 700
2 256
24,9
(23,9 à 25,9)
1 666
18,4
(17,5 à 19,3)
TOUS LES JOUEURS (11 à 17 ans)
2002-2003
2003-2004
93 141
2 206
23,7
(22,7 à 24,7)
1 594
17,1
(16,3 à 18,0)
2004-2005
91 784
2 063
22,5
(21,6 à 23,5)
1 528
16,6
(15,9 à 17,5)
2005-2006
101 438
1 925
19,0
(18,2 à 19,9)
1 390
13,7
(13,0 à 14,5)
2006-2007
96 844
2 026
20,9
(20,1 à 21,9)
1 468
15,2
(14,4 à 16,0)
2007-2008
92 248
2 056
22,3
(21,4 à 23,3)
1 520
16,5
(15,7 à 17,4)
102 302
2 185
21,4
(20,5 à 22,3)
1 598
15,6
(14,9 à 16,4)
2008-2009
32
Sources : SCHIRPT ; Hockey Canada (http://www.hockeycanada.ca/index.php/ci_id/23952/la_id/2.htm.
Abréviations : LNH, Ligne nationale de hockey; SCHIRPT, Système canadien hospitalier d’information et de recherche en prévention des traumatismes.
Remarque : Pendant l’année 2004-2005 (en caractères gras), les propriétaires des équipes ont imposé un lock-out aux joueurs de la LNH dans le cadre d’un litige contractuel. En conséquence,
exception faite des rediffusions des anciens matchs de la LNH en avril 2005 et des matchs de championnat des ligues juniors à la fin du mois de mai, il n’y a pas eu de hockey à la télévision
canadienne.
a
Les blessures traitées dans les services d’urgence des hôpitaux pédiatriques ne correspondent pas nécessairement aux données du dénominateur, qui concernent les joueurs inscrits. Par
conséquent, les taux que nous avons utilisés ne sont pas de « véritables » taux, car les données des numérateurs et des dénominateurs proviennent de populations différentes.
Même si les différences ne sont pas
statistiquement significatives, le tableau 2
indique une tendance constante en faveur
d’un nombre légèrement supérieur de
blessures découlant d’actes qui ont été
jugés dangereux, c’est-à-dire intentionnels
ou illégaux, durant l’année du lock-out.
La figure 1 montre le nombre de spectateurs des matchs des ligues de hockey
mineur professionnel avant, pendant et
après le lock-out. Nous pensions que,
privés de matchs de la LNH à la télévision, les amateurs fervents compenseraient en regardant ces matchs, dont
$
65
certains étaient télédiffusés. Cette figure
indique clairement un pic du nombre de
spectateurs à ces matchs durant le lockout; ce que la figure ne révèle cependant
pas, c’est que de l’avis de nombreuses
personnes, les spectateurs regardent ces
matchs en partie à cause de leur caractère
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
TABLEAU 2
Proportions des blessures attribuables à des actes illégaux et à des altercations durant les
matchs de hockey organisés, par ligue de hockey mineur et par année, 2002-2003 à 20082009
Saison de hockey
Toutes les
blessures
Blessures attribuables à des
a
actes illégaux
(n)
%
(IC)
Blessures attribuables à des
b
altercations
%
(IC)
PEEWEE (11 à 12 ans)
2002-2003
596
22,5
(18,1 à 26,9)
0,5
(0,0 à 1,3)
2003-2004
508
16,7
(12,5 à 21,0)
0,2
(0,0 à 0,8)
2004-2005
492
27,4
(22,3 à 32,7)
1,2
(0,0 à 2,5)
2005-2006
449
25,4
(20,1 à 30,7)
0,4
(0,0 à 1,3)
2006-2007
482
21,8
(17,0 à 26,7)
0,2
(0,0 à 0,8)
2007-2008
525
26,5
(21,6 à 31,5)
0,6
(0,0 à 1,5)
2008-2009
523
22,9
(18,3 à 27,7)
0,2
(0,4 à 0,7)
BANTAM (13 à 14 ans)
2002-2003
939
17,1
(14,0 à 20,4)
0,2
(0,0 à 0,7)
2003-2004
861
13,8
(10,8 à 16,9)
0,6
(0,0 à 1,3)
2004-2005
833
18,7
(15,3 à 22,3)
1,0
(0,1 à 1,9)
2005-2006
761
18,3
(14,7 à 21,9)
0,4
(0,0 à 1,0)
2006-2007
731
18,5
(14,8 à 22,2)
0,8
(0,0 à 1,7)
2007-2008
754
16,4
(13,0 à 20,0)
0,9
(0,1 à 1,9)
2008-2009
854
17,6
(14,3 à 21,0)
0,5
(0,0 à 1,1)
721
17,2
(13,6 à 20,9)
1,9
(0,7 à 3,3)
MDGET (15 à 17 ans)
2002-2003
2003-2004
837
19,5
(16,0 à 23,1)
1,9
(0,7 à 3,2)
2004-2005
738
23,2
(19,2 à 27,2)
2,7
(1,2 à 4,3)
2005-2006
715
19,3
(15,5 à 23,2)
1,3
(0,2 à 2,4)
2006-2007
813
17,2
(13,9 à 20,7)
1,6
(0,5 à 2,8)
2007-2008
777
19,9
(16,3 à 23,7)
2,1
(0,8 à 3,4)
2008-2009
808
19,3
(15,8 à 22,9)
1,6
(0,5 à 2,8)
18,6
(16,5 à 20,7)
0,8
(0,4 à 1,4)
TOUS LES JOUEURS (11 à 17 ans)
2002-2003
2 256
2003-2004
2 206
16,6
(14,6 à 18,7)
1,0
(0,5 à 1,6)
2004-2005
2 063
22,4
(20,1 à 24,8)
1,6
(1,0 à 2,4)
2005-2006
1 925
20,3
(18,0 à 22,7)
0,7
(0,3 à 1,3)
2006-2007
2 026
18,8
(16,6 à 21,0)
1,0
(0,5 à 1,6)
2007-2008
2 056
20,3
(18,1 à 22,7)
1,3
(0,7 à 1,9)
2008-2009
2 185
19,5
(17,4 à 21,7)
0,8
(0,4 à 1,4)
32
Source : Système canadien hospitalier d’information et de recherche en prévention des traumatismes ; Hockey Canada
(http://www.hockeycanada.ca/index.php/ci_id/23952/la_id/2.htm)
Abréviation : LNH, Ligue nationale de hockey.
Remarque : Pendant l’année 2004-2005 (en caractères gras), les propriétaires des équipes ont imposé un lock-out aux joueurs
de la LNH dans le cadre d’un litige contractuel. En conséquence, exception faite des rediffusions des anciens matchs de la LNH
en avril 2005 et des matchs de championnat des ligues juniors à la fin du mois de mai, il n’y a pas eu de hockey à la télévision
canadienne.
a
Actes illégaux : accrochage, faire trébucher, retenir le bâton, double échec, mise en échec par derrière, cinglage, donner du
coude, placage sur la bande, mise en échec à la tête, coup de genou et rudesse.
b
Batailles et altercations.
violent34,35. Les joueurs et les entraı̂neurs
de ces équipes acceptent que les « fiers-àbras » (hockeyeurs mettant l’accent sur
l’intimidation et la violence) fassent
partie de l’attrait exercé par les
matchs36,37.
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
66
Analyse
Le hockey professionnel est violent parce
qu’il repose sur un jeu agressif. Dans
Violence and Sport, Smith28 définit
l’agression comme étant « tout comportement ayant pour but de blesser psychologiquement ou physiquement une autre
personne ». C’est une violence physique
qui caractérise l’essentiel du hockey
professionnel. Robidoux et Trudel38
notent que « la mise en échec est un
exemple de l’utilisation réglementée de la
force physique pour obtenir un avantage
[…] [et] mène sans conteste à une
augmentation des blessures ». D’après
plusieurs études antérieures, le fait pour
les jeunes hockeyeurs d’observer le comportement des joueurs professionnels
durant les matchs de hockey télévisés
influence leur comportement25,28-30,39,40.
Toutefois, contrairement à notre hypothèse de départ, nous n’avons relevé
aucune différence systématique dans les
taux de blessures de tous les types entre
les saisons où les jeunes hockeyeurs ne
regardaient pas les matchs de la LNH à la
télévision et celles où ils les regardaient.
Néanmoins, il demeure vraisemblable
que les jeunes joueurs imitent les comportements violents qu’ils voient à la
télévision, ce qui nous a amenés à
essayer de d’interpréter nos résultats.
Une explication est que les comportements liés aux blessures chez les jeunes
hockeyeurs sont si profondément ancrés
que leur modification est peu probable
après seulement une année passée sans le
renforcement lié au fait de voir les
joueurs professionnels en action. Une
deuxième explication possible est que
pour compenser, durant le lock-out, les
jeunes joueurs ont assisté à un plus grand
nombre de matchs des ligues de hockey
mineur professionnel. Paradoxalement
peut-être, ces matchs sont considérés
comme étant plus violents que ceux de
la LNH34-37, et il est intéressant de
souligner, comme le montre la figure 1,
que le nombre de spectateurs à ces
matchs a augmenté de manière frappante
durant le lock-out41,42. Ainsi, l’exposition
à la violence pourrait être restée la même
pendant toute la période couverte par
l’étude.
FIGURE 1
Nombre de spectateurs aux matchs de deux ligues de hockey mineur professionnel (North
American Hockey League et American Hockey League) entre les saisons de hockey 2002-2003
et 2008-2009
(n)
8 500
lock-out de la LNH
8 000
7 500
7 000
6 500
6 000
2002-2003
2003-2004
2004-2005
2005-2006
2006-2007
2007-2008
2008-2009
Sources : www.theahl.com, www.lnah.com
Abréviation : LNH, Ligue nationale de hockey
Limites
Nous reconnaissons l’existence de plusieurs limites. Tout d’abord, les données
du SCHIRPT ne constituent qu’une fraction de toutes les blessures subies au
Canada, laquelle ne peut être considérée
comme un échantillon véritable de ces
blessures. Les blessures traitées dans les
services d’urgence des hôpitaux pédiatriques ne correspondent pas nécessairement
aux données du dénominateur, qui concernent les joueurs inscrits. Nous reconnaissons donc que les taux que nous
utilisons ne sont pas de véritables taux,
car les données des numérateurs et des
dénominateurs proviennent de populations quelque peu différentes. Toutefois,
ce sont les comparaisons relatives qui
nous intéressent, et il n’existe aucune
raison de croire que la relation a changé
au cours de la période de l’étude.
Une seconde limite est que, bien souvent,
les rapports du SCHIRPT ne comportent
pas suffisamment de détails pour permettre de nous assurer qu’une blessure a bien
été causée par un acte agressif ou illégal;
par ailleurs, certaines données sont parfois
manquantes. Toutefois, le codage des
dossiers est centralisé et est effectué par
des préposés qualifiés, et l’information sur
la nature de la blessure et le niveau de
traitement est généralement uniforme au
fil du temps. Encore une fois, sauf s’il
existe une raison de supposer un changement de ces variables avec le temps, nos
comparaisons restent justifiées.
Troisièmement, nous n’avons pas tenté de
vérifier que tous les sujets de notre étude
avaient bel et bien regardé des matchs de
la LNH à la télévision entre 2002 et 2008.
Toutefois, la Canadian Broadcasting
Corporation (CBC) a récemment annoncé
que son émission Hockey Night in Canada
occupait le premier rang des cotes
d’écoute pour l’ensemble de ses émissions; elle estime que 78 % des Canadiens
de 25 à 54 ans regardent les matchs de la
LNH43. Si nous appliquons la même
proportion à notre groupe cible d’adolescents de sexe masculin de 11 à 17 ans et
vivant au Canada, tout en notant que les
matchs de hockey de la LNH ont également été diffusés par d’autres chaı̂nes de
télévision que la CBC, nous pouvons
raisonnablement supposer qu’au moins
un million de garçons de ce groupe d’âge
regardent régulièrement les matchs de la
LNH. Compte tenu de la place importante
occupée par le hockey dans la culture
canadienne, il serait surprenant que la
majorité des matchs mettant en présence
des équipes locales ne soient pas également regardés. De plus, nous pensons
raisonnable de présumer que, sauf pendant la saison du lock-out, durant laquelle
il n’y avait aucun match à voir, la
proportion de jeunes spectateurs est restée
la même durant toute la période de
l’étude.
hockey mineur professionnel durant le
lock-out, il semble raisonnable de supposer que cela a été le cas. Toutefois, bien
que le nombre de spectateurs ait connu
une hausse significative, même en
incluant des enfants et des adolescents,
nous sommes encore loin du nombre
d’enfants et d’adolescents qui regardent
le hockey à la télévision.
Il convient de souligner que les données
présentées dans le tableau 1 laissent
entrevoir un faible déclin de ces blessures
avec le temps, même si les différences ne
sont pas significatives selon le test de
tendance de Jonckheere (p = 0,099). Si
elle s’avérait, cette évolution pourrait être
le résultat soit du succès de différentes
initiatives de prévention, soit d’une réduction de la propension à se rendre aux
urgences en cas de blessure.
Conclusion
Malgré une hypothèse raisonnable, nous
n’avons pas réussi à démontrer que le fait
de ne pas voir les scènes violentes, si
caractéristiques du hockey professionnel,
avait un effet bénéfique sur le comportement des jeunes joueurs. Plus précisément, nous n’avons observé aucune
différence significative dans les taux de
blessures pendant une année où les
joueurs de hockey professionnels étaient
en lock-out et où il n’y a donc pas eu de
retransmission télévisée de leurs matchs.
Toutefois, l’effet pourrait avoir été en
partie masqué par le fait d’assister, en
revanche, à des matchs des ligues de
hockey junior, où la violence est encore
plus présente.
Remerciements
Nous remercions les administrateurs du
SCHIRPT de nous avoir permis d’utiliser
les données de leurs hôpitaux, et sommes
redevables à Steven McFaull et à Robin
Skinner, de Santé Canada, d’avoir mis les
données du SCHIRPT à notre disposition.
Références
Enfin, même si nous ne pouvons affirmer
avec certitude que les jeunes hockeyeurs
ont contribué à l’augmentation du nombre
de spectateurs des matchs des ligues de
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(247 Ko) téléchargeable à partir du lien :
http://www.cbc.ca/revenuegroup/images
/HNIC%20-%20Fall%202011.pdf
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69
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Quel est le niveau d’activité physique des enfants de Toronto?
Analyse de données d’accélérométrie et comparaison avec
l’Enquête canadienne sur les mesures de la santé
M. R. Stone, Ph. D. (1); G. E. Faulkner, Ph. D. (2); R. N. Buliung, Ph. D. (3)
Cet article a fait l’objet d’une évaluation par les pairs.
Résumé
Introduction : L’Enquête canadienne sur les mesures de la santé (ECMS) est l’enquête
directe sur les mesures de la santé la plus complète jamais réalisée au Canada. Ses
résultats indiquent que la majorité des enfants et des jeunes (93 %) n’ont pas un niveau
d’activité physique conforme aux recommandations actuelles en la matière pour une
bonne santé. Comparer les données de l’ECMS à celles d’un autre échantillon de jeunes
Canadiens, ce qui n’a pas encore était fait, pourrait confirmer les résultats de l’ECMS et
alimenter la discussion sur les protocoles de réduction des données d’accélérométrie.
Méthodologie : En 2010 et 2011, des données d’accélérométrie valides ont été recueillies
auprès de 856 enfants vivant dans la région du Grand Toronto (RGT). Dans la mesure du
possible, nous avons harmonisé la présentation et l’analyse de ces données avec celles
de l’ECMS de manière à pouvoir comparer les niveaux d’activité physique.
Résultats : Globalement, les tendances étaient similaires, avec quelques écarts dus
probablement aux différences de contexte, d’échantillonnage et de protocoles de collecte
et de réduction des données (choix du modèle d’accéléromètre, temps de port de ce
dernier, seuils d’intensité de l’activité et intervalles de mesure).
Conclusion : Les tendances similaires observées confirment le constat selon lequel
l’inactivité physique est un problème structurel à l’échelle du Canada.
Mots-clés :ActiGraph, accéléromètre, activité physique, comportement sédentaire,
obésité, santé publique, jeunes, ECMS
Introduction
L’activité physique régulière chez l’enfant
est associée à de nombreux bienfaits
physiques, physiologiques et mentaux1.
Selon les directives canadiennes en
matière d’activité physique, les enfants
et les adolescents âgés de 5 à 17 ans
devraient cumuler au moins 60 minutes
d’activité physique modérée à vigoureuse
(APMV) chaque jour2. Selon certaines
études, ils devraient également s’adonner
à une activité physique vigoureuse (APV)
au moins trois jours par semaine2. Si les
autodéclarations et les données enregistrées par pédomètre ont permis de recueillir de l’information sur les tendances
nationales en matière d’activité physique
au fil du temps3, les évaluations directes et
objectives par accélérométrie à l’échelle
nationale ont longtemps fait défaut.
En mars 2011 ont été publiées, dans le
cadre de l’Enquête canadienne sur les
mesures de la santé (ECMS)4, des données
sur l’activité physique et le comportement
sédentaire recueillies auprès d’un échantillon de 1 608 enfants et jeunes au Canada
(809 garçons et 799 filles) représentatif de
la population nationale. Un accéléromètre
Actical (Phillips-Respironics, Oregon,
États-Unis) a servi à enregistrer des données, minute par minute, pendant sept
jours consécutifs. L’information a été extraite en conformité avec les décisions prises
en matière de contrôle de la qualité et de
réduction des données5 ; elle a porté sur le
temps pendant lequel, en général, les
enfants et les jeunes sont sédentaires ou
s’adonnent à une activité physique légère,
modérée ou vigoureuse, sur le temps
pendant lequel ils s’adonnent à une
APMV, sur le nombre moyen de pas
effectués chaque jour et sur le pourcentage
d’enfants dont le niveau d’activité physique était conforme aux critères retenus.
D’après les résultats, très peu d’enfants
et de jeunes (7 %) avaient un niveau
d’activité physique satisfaisant (les
garçons étant plus nombreux que les
filles à respecter les recommandations)
et bon nombre d’entre eux étaient sédentaires pendant une partie importante
de la journée (8,6 heures par jour en
moyenne)4.
L’ECMS est l’enquête directe sur les
mesures de la santé la plus complète
jamais réalisée au Canada. En plus de
fournir des estimations nationales des
niveaux d’activité physique, cette étude a
également révélé une diminution du
niveau de forme physique observée chez
les jeunes Canadiens au cours des
dernières décennies6. Ces données ont
suscité beaucoup d’intérêt aussi bien de
Rattachement des auteurs :
1. School of Health and Human Performance, Dalhousie University, Halifax (Nouvelle-Écosse), Canada
2. Faculty of Kinesiology and Physical Education, University of Toronto, Toronto (Ontario), Canada
3. Department of Geography, University of Toronto Mississauga, Mississauga (Ontario), Canada
Correspondance : Michelle R. Stone, School of Health and Human Performance, Dalhousie University, 6230 South Street, Halifax (Nouvelle-Écosse) B3H 4R2; tél. : 902-494-1167;
téléc. : 902-494-1084; courriel : michelle.stone@dal.ca
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
70
la part du public que de celui des médias.
Elles ont également servi de point de
départ au lancement de campagnes
nationales (p. ex. ParticipACTION;
www.participaction.com)
visant
à
accroı̂tre, à l’échelle du Canada, le niveau
d’activité physique chez les enfants et
les jeunes. Une comparaison avec des
données représentatives de la population
des États-Unis7 a mis en évidence des
tendances similaires en matière d’activité
physique et de comportement sédentaire,
malgré certaines différences entre les
deux ensembles de données tenant au
contexte, à l’échantillonnage et à la
méthodologie. Toutefois, à notre connaissance, les données de l’ECMS n’ont jamais
été comparées à celles obtenues auprès
d’un autre échantillon d’enfants et de
jeunes au Canada. Il est pourtant pertinent
d’en vérifier l’exactitude dans un autre
contexte, compte tenu de la large diffusion
des constatations de l’ECMS et des répercussions de celles-ci sur la recherche,
les politiques et les pratiques partout au
Canada.
Cette étude vise à présenter, dans un
format comparable à celui des résultats
de l’ECMS, les données d’accélérométrie
d’une autre étude, le projet BEAT, et à
analyser les points communs et les divergences entre les deux ensembles de
données.
Méthodologie
Source des données
Le projet BEAT (Built Environment and
Active Transport; www.beat.utoronto.ca)
est une étude à grande échelle, multidisciplinaire et à méthode mixte, qui
examine l’influence du milieu bâti sur le
moyen de transport emprunté par les
élèves d’école primaire pour se rendre à
l’école à Toronto (Ontario). En janvier
2010, les 469 écoles primaires du Conseil
scolaire du district de Toronto ayant des
élèves de 5e et de 6e année ont reçu une
invitation à participer à l’étude. Parmi les
40 écoles intéressées (sur les 54 écoles
ayant répondu, soit un taux de réponse
de 11,5 %), 16 ont été sélectionnées
en raison de leurs caractéristiques spécifiques sur le plan de la forme bâtie (tracé
des rues en boucles de type banlieue ou en
quadrilatères de type centre-ville) et du
statut socio-économique (SSE) (ménages
à faible revenu et à revenu élevé, par
référence au revenu médian des ménages
du Recensement du Canada de 2006). Les
ménages de la moitié des écoles participant à l’étude étaient caractérisés par un
faible SSE et ceux de l’autre moitié par un
SSE élevé. Nous avons obtenu le consentement des conseils scolaires, des écoles,
des parents et des élèves participant à
l’étude. La participation des élèves était
non rémunérée. Le Conseil scolaire du
district de Toronto et le Comité d’éthique
de la recherche de l’Université de Toronto
ont donné leur approbation quant au
volet éthique du projet.
moins trois journées de semaine et une
journée de fin de semaine de données
valides (tableau 1). Ce sont ces derniers
(n = 856; âge moyen [écart-type] 11,1
[0,6] ans) qui font l’objet des analyses
présentées ici. Le taux de réponse final
(856/1 704 = 50,2 %) est comparable à
celui obtenu dans d’autres études nécessitant un consentement actif menées auprès
d’élèves d’écoles primaires canadiennes8.
Nous avons ensuite classé les participants
selon trois catégories d’IMC (poids normal, embonpoint, obésité) en utilisant les
seuils fournis en fonction de l’âge et du
sexe par l’International Obesity Task
Force9 (tableau 2).
Mesure de l’activité physique et de
l’activité sédentaire
Participants
Sur les 1 704 élèves inscrits en 5e et 6e année dans les 16 écoles participantes,
1 027 (60,3 %; 478 garçons et 549 filles)
ont répondu au questionnaire sur les
habitudes de déplacement. Leur consentement à participer à l’étude a été donné par
leurs parents ou leurs tuteurs, le refus
du parent ou de l’élève entraı̂nant une
absence de réponse. Avant la collecte de
données, les enfants ont rempli un autre
formulaire de consentement (n = 1 001,
26 élèves étant absents lors de la collecte
des données). Nous avons mesuré leur
taille et leur poids pour calculer leur indice
de masse corporelle (IMC) et nous avons
recueilli des données sur leur activité
physique à l’aide d’un accéléromètre.
Pour que ses données soient incluses dans
l’analyse, chaque enfant devait porter
un accéléromètre pendant au moins
10 heures, au moins trois jours de semaine
et un jour de fin de semaine. Une chaı̂ne
de zéros consécutifs pendant 30 minutes
a été considérée comme une période
d’absence de port de l’accéléromètre ou
comme une période de sommeil; ces
périodes (observées pour la plupart durant
le sommeil) n’ont donc pas été prises en
compte dans les analyses. Nous avons
évalué les données peu plausibles sur le
plan biologique afin de déterminer si les
dossiers devaient être inclus dans les
analyses finales. Sur les 1 001 enfants
ayant porté un accéléromètre, 95,8 %
ont présenté au moins une journée
de données valides et 85,5 % (856;
389 garçons et 467 filles) ont présenté au
$
71
L’activité physique des enfants a été
mesurée pendant sept jours à l’aide
d’un accéléromètre (ActiGraph GT1M,
Pensacola, Floride, États-Unis). Les appareils de la série ActiGraph sont les plus
utilisés dans ce domaine, et leur validation
chez l’enfant a donné des résultats
moyens à bons10. Avant de collecter les
données, nous avons évalué la variabilité
intra-unité et inter-unités des 120 moniteurs ActiGraph à l’aide d’un protocole
d’exercice sur tapis roulant normalisé. Les
coefficients de variation se situaient à
l’intérieur des limites acceptables11,12.
Nous avons opté pour un intervalle
d’enregistrement de cinq secondes afin
de pouvoir capter les transitions rapides
de l’activité caractéristiques des enfants
et liées aux effets sur la santé13. Nous
avons demandé aux enfants de porter
régulièrement leur accéléromètre et de le
retirer uniquement pour s’adonner à des
activités aquatiques. Les moniteurs ont
été initialisés de manière à ce que la
collecte des données commence à midi
(12 h) le jour de leur remise aux participants. Nous avons exclu le premier
jour de l’analyse des données afin de
contrôler les effets de la réactivité des
participants et parce que les moniteurs
avaient été remis à la mi-journée. La
collecte des données s’est déroulée
pendant les périodes scolaires du printemps-été (avril à juin) et de l’automne
(septembre à décembre) pour limiter
l’effet saisonnier.
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
TABLEAU 1
Distribution des participants du projet BEAT et de ceux de l’ECMS en fonction du nombre de
jours valides de port de l’accéléromètre (10 heures de port ou plus), par groupe d’âge et
par sexe
Étude, groupe
d’âge
Nombre de jours valides de port d’accéléromètre (%)
a
0
1
2
3
4
5
6
7
Au moins 1
b
Au moins 4
Projet BEAT
10 à 12 ans
Total
4,2
1,8
1,6
6,9
2,1
7,9
21,9
53,6
95,8
85,5
Garçons
4,1
2,6
1,7
7,6
1,7
8,4
20,5
53,3
95,9
84,0
Filles
4,3
1,1
1,5
6,3
2,4
7,4
23,0
53,9
95,7
86,8
4,6
2,9
3,6
4,1
8,2
12,7
24,0
39,8
95,4
84,7
Garçons
2,7
2,4
3,2
1,5
6,4
11,5
24,7
47,7
97,3
90,2
Filles
4,2
2,4
2,1
1,8
6,6
13,4
22,1
47,4
95,8
89,5
Garçons
4,4
2,0
1,7
5,1
6,4
11,9
30,5
38,0
95,6
86,8
Filles
3,2
2,8
3,6
2,1
7,8
12,1
23,1
45,2
96,8
88,3
ECMS
Total
c
6 à 10 ans
11 à 14 ans
Sources : Projet Built Environment and Active Transport (BEAT) (2010-2011); Enquête canadienne sur les mesures de la santé
(ECMS) 2007-20094.
Abréviations : BEAT, Built Environment and Active Transport; ECMS, Enquête canadienne sur les mesures de la santé.
a
Ont accepté de porter un accéléromètre, mais ont remis le moniteur sans données valides (port invalide ou mauvais
fonctionnement du moniteur).
b
Trois journées de semaine et une journée de fin de semaine.
c
Le total inclut un groupe d’âge additionnel (15 à 19 ans) faisant partie de l’échantillon de l’ECMS. Les autres valeurs du
tableau représentent les résultats pour les enfants des groupes des 6 à 10 ans et des 11 à 14 ans, conformément aux
caractéristiques démographiques de l’échantillon du projet BEAT (âge 10 à 12 ans).
TABLEAU 2
Caractéristiques descriptives des participants du projet BEAT et de l’ECMS, par groupe d’âge
et par sexe
Caractéristiques
Projet BEAT
Enquête canadienne sur les mesures de la santé (ECMS)
10 à 12 ans
Garçons
Taille de l’échantillon (n)
Âge moyen (ans)
389
467
11,0
Taille moyenne (cm)
147,2
a
Poids moyen (kg)
42,3
IMC moyen (kg/m2)
19,3
Catégorie d’IMC (%)
Filles
a
6 à 10 ans
Garçons
369
11 à 14 ans
Filles
340
Garçons
256
Filles
248
11,1
8,2
8,1
12,5
12,3
147,5
133,9
131,6
158,9
156,9
40,9
32,5
29,9
52,1
50,6
18,6
17,8
17,0
20,3
20,4
73,9
74,4
72,5
70,5
Le temps passé à différents niveaux
d’intensité de mouvement (sédentaire,
léger, modéré, vigoureux et très vigoureux) a été classé selon des seuils chez
l’enfant déjà publiés14, ce qui a permis de
déterminer le nombre de minutes cumulées consacrées à l’activité sédentaire, à
l’activité physique d’intensités légère,
modérée, vigoureuse et très vigoureuse,
et à l’APMV. Nous avons calculé le
pourcentage de temps consacré à l’activité
sédentaire, à l’activité d’intensité légère
et à l’APMV à partir du temps de port du
moniteur (nous ne présentons pas le
pourcentage de temps consacré à l’activité
d’intensité très vigoureuse, puisque celuici était inférieur à 1 %). Nous avons étudié la
proportion d’enfants ayant atteint différentes cibles en matière d’activité physique,
comme dans les analyses de l’ECMS. Par
exemple, les lignes directrices canadiennes
en matière d’activité physique et celles de
l’Organisation mondiale de la Santé (OMS)
recommandent 60 minutes d’APMV chaque jour2,15. Nous avons considéré cet
objectif atteint lorsque la probabilité de
cumuler au moins 60 minutes d’APMV
était réalisée au moins six jours par
semaine, comme dans les analyses de
l’ECMS. Nous avons également calculé la
probabilité de cumuler 30 minutes ou plus,
60 minutes ou plus et 90 minutes ou plus
d’APMV sur au moins un jour, au
moins deux jours, au moins trois jours,
au moins quatre jours, au moins cinq jours
ou au moins six jours. Enfin, nous avons
calculé la probabilité de cumuler une
période d’APV (pour 5 minutes ou plus,
10 minutes ou plus et 20 minutes ou plus)
sur au moins un, deux, trois, quatre, cinq
ou six jours de la semaine. Nous avons
attribué une activité minimale aux jours
manquants.
Analyses statistiques
b
Normal
Embonpoint
Obésité
a
67,4
21,9
21,6
a
10,8
4,5
82,5
E
17,1
E
8,1
E
12,6
E
21,5
E
23,0
E
4,9
6,0
E
6,5
Sources : Projet Built Environment and Active Transport (BEAT) (2010-2011); Enquête canadienne sur les mesures de la santé
(ECMS) 2007-20094.
Abréviations : BEAT, Built Environment and Active Transport; ECMS, Enquête canadienne sur les mesures de la santé; IMC,
indice de masse corporelle.
a
Significativement différent de l’estimation pour les filles (p < 0,05).
b
Classification de l’International Obesity Task Force9.
E
À utiliser avec circonspection.
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
72
Toutes les analyses ont été effectuées à
l’aide du logiciel SPSS, version 19.0 pour
Windows (IBM, Armonk, New York,
États-Unis) et ont été fondées sur les
données des participants ayant cumulé
au moins quatre journées valides. Les
comparaisons de niveau et de durée
d’activité physique ont été faites, comme
pour l’ECMS, en fonction du sexe et de la
catégorie de poids (poids normal, embonpoint et obésité)9, à l’aide d’un modèle
TABLEAU 3
Nombre moyen quotidien de minutes d’activité (à différents niveaux d’intensité) des
participants du projet BEAT et de l’ECMS par sexe, groupe d’âge et catégorie d’IMC
mixte d’analyse de variance avec comparaisons deux à deux. La signification
statistique des écarts entre les estimations
a été testée (p < 0,05).
Étude, sexe, groupe
d’âge, catégorie d’IMC
Résultats
Intensité de l’activité, nombre moyen de minutes/jour
Sédentaire
Légère
790
185
786
185
Vigoureuse
APMV
Très vigoureuse
Projet BEAT
Garçons
Caractéristiques des participants
10 à 12 ans
Le tableau 1 offre une comparaison du
temps de port de l’accéléromètre par
groupe d’âge et par sexe entre les deux
études. Le tableau 2 présente les caractéristiques (distribution selon le sexe, âge
moyen, taille, poids et IMC) des participants du projet BEAT et de l’ECMS.
Catégorie d’IMC
Heures consacrées à une activité sédentaire
ou légère
Poids normal
b
Poids normal
a
a
a
27
a
29
c
a
7
35
1
38
<1
32
a
8
c
a
c
796
184
25
Obésité
800
186
21
4
<1
26
802
165
18
5
<1
24
799
165
19
5
1
25
c
c
c
c
6
a
1
Embonpoint
c
c
Filles
10 à 12 ans
Catégorie d’IMC
b
Embonpoint
808
Obésité
Dans le cadre du projet BEAT, nous
avons recueilli en moyenne 16,7 heures
par jour de données valides obtenues par
accélérométrie. Les enfants ont consacré
en moyenne 13,3 heures (79,6 % du
temps validé) à une activité de niveau
sédentaire (790 minutes pour les garçons,
802 minutes pour les filles; tableau 3).
C’est un pourcentage de près de 20 %
plus élevé que celui calculé par Colley et
collab.4 (62 %) à partir des données de
l’ECMS de 2007 à 2009. Le temps consacré
à une activité de niveau sédentaire n’a
varié ni fonction du sexe, ni en fonction
de la catégorie de poids, comme dans
l’ECMS. Alors que dans l’ensemble de
données de l’ECMS des différences entre
les sexes en fonction de la catégorie de
poids ont été observées (les garçons de
poids normal étant significativement
moins sédentaires que les filles de poids
normal, p < 0,05), aucune relation de
cet ordre n’a pas été mise en évidence
dans le projet BEAT. Les participants du
projet BEAT ont consacré en moyenne
2,9 heures de leur journée (17,4 % du
temps de port) à une activité d’intensité
légère (comparativement à 4 heures
dans l’étude de Colley et collab.4). C’est
uniquement dans le projet BEAT que
sont apparues des différences entre les
sexes sur le plan de l’activité d’intensité
légère cumulée, les garçons consacrant
en moyenne 20 minutes d’activité
d’intensité légère de plus par jour que
les filles (p < 0,05, tableau 3). Dans les
deux ensembles de données, les enfants
Modérée
163
16
830
174
16
445
298
67
c
c
4
c
<1
c
c
21
c
3
<1
20
2
–
69
2
–
59
2
–
65
–
51
ECMS
Garçons
b
6 à 10 ans
11 à 14 ans
524
a
a
252
58
a
a
d
Catégorie d’IMC
b
a
a
Poids normal
500
262
64
Embonpoint
524
260
50
Obésité
c
c
c
1
c
a
c
c
536
248
43
<1
–
44
446
306
56
2
–
58
c
c
c
E
Filles
b
6 à 10 ans
11 à 14 ans
c
527
250
46
2
–
47
524
249
46
2
–
48
d
Catégorie d’IMC
b
Poids normal
E
Embonpoint
515
262
43
1
–
44
Obésité
544
263
47
<3
–
48
Sources : Projet Built Environment and Active Transport (BEAT) (2010-2011); Enquête canadienne sur les mesures de la santé
(ECMS) 2007-20094.
Abréviations : APMV, activité physique modérée à vigoureuse; BEAT, Built Environment and Active Transport; ECMS, Enquête
canadienne sur les mesures de la santé; IMC, indice de masse corporelle.
a
Significativement différent de l’estimation pour les filles (p < 0,05).
b
Catégorie de référence; classification de l’International Obesity Task Force9.
c
Significativement différent de l’estimation pour la catégorie de référence (p < 0,05).
d
Inclut un groupe d’âge additionnel (15 à 19 ans) faisant partie de l’échantillon de l’ECMS. Les autres valeurs du tableau
représentent les résultats pour les enfants des groupes des 6 à 10 ans et des 11 à 14 ans, conformément aux caractéristiques
démographiques de l’échantillon du projet BEAT (âge 10 à 12 ans).
E
À utiliser avec circonspection.
considérés comme faisant de l’embonpoint ou comme obèses ont consacré
autant de temps à une activité d’intensité
légère quotidienne que les enfants de
poids normal.
$
73
Activité physique modérée à vigoureuse
(APMV) et vigoureuse
Les garçons ont consacré à peine plus de
la moitié du temps recommandé par jour à
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
une APMV (35 minutes), et les filles
seulement 24 minutes par jour, des
chiffres inférieurs à ceux calculés par
Colley et collab.4 à partir des données de
l’ECMS (moyennes respectives de 61 et
47 minutes), mais similaires sur le plan
des différences entre les sexes. Dans le
projet BEAT, les garçons considérés
comme faisant de l’embonpoint ou obèses
ont cumulé moins de temps d’APMV
(32 et 26 minutes par jour, respectivement) que les garçons de poids normal
(38 minutes), comme dans l’ECMS. À la
différence de l’ECMS, ce gradient a également été observé chez les filles : celles qui
étaient considérées comme faisant de
l’embonpoint ou obèses ont cumulé quatre à cinq minutes de moins d’APMV
par jour que les filles de poids normal
(tableau 3).
Les ensembles de données du projet BEAT
et de l’ECMS ont tous deux révélé que
la grande majorité de l’APMV est cumulée
à une intensité modérée (80 % et 97 %
respectivement). Environ 4,3 % des
enfants du projet BEAT ont consacré
20 minutes ou plus à une APV pendant
au moins trois jours par semaine, un
résultat tout à fait comparable à celui de
l’ECMS (4 %) (figure 1)*. Les données du
projet BEAT font ressortir une proportion
significativement plus élevée de garçons
que de filles atteignant cette cible (7,1 %
et 1,9 %, respectivement; p < 0,05); dans
la cohorte de l’ECMS, aucune comparaison entre les sexes n’a été faite. Un peu
plus du quart des enfants du projet BEAT
(27,1 %) ont cumulé 10 minutes ou plus
d’APV pendant au moins trois jours de la
semaine (35,1 % des garçons et 20,4 %
des filles; p < 0,05). Près des deux tiers
des enfants (64,7 %) ont cumulé cinq
minutes ou plus d’APV pendant au moins
trois jours de la semaine (72,8 % des
garçons et 57,9 % des filles; p < 0,05), des
chiffres qui sont, toutes proportions gardées, supérieurs à ceux observés dans
l’ECMS (figure 1).
Si la grande majorité des enfants des deux
ensembles de données ont obtenu des
résultats non conformes aux recommandations en vigueur en matière d’activité
physique, qui préconisent 60 minutes ou
FIGURE 1
Pourcentage de participants du projet BEAT (âgés de 10 à 12 ans) et de participants de
l’ECMS (âgés de 6 à 19 ans) ayant consacré 5 minutes ou plus, 10 minutes ou plus ou
20 minutes ou plus par jour à une activité physique vigoureuse, selon le nombre de jours par
semaine concernés
88
75
65
56
49
42
37
37
27
24
20
9
Projet BEAT
ECMS
Au moins 1
5 ou plus
10 ou plus
20 ou plus
16
12
4
Projet BEAT
ECMS
Au moins 2
11
6
4
Projet BEAT
ECMS
Au moins 3
Jours par semaine
Sources : Projet Built Environment and Active Transport (BEAT) (2010-2011); Enquête canadienne sur les mesures de la santé
(ECMS) 2007-20094.
plus d’APMV au moins six jours par
semaine, la proportion de ceux qui s’y
conformaient était plus faible dans le
projet BEAT (moins de 1 %; 0,5 % des
garçons, aucune fille) que dans l’ECMS
(6,7 % des enfants; 9,0 % des garçons,
4,1 % des filles) (tableau 4). Dans le
projet BEAT, la différence de proportion
entre les enfants qui se conformaient aux
lignes directrices pendant au moins trois
jours par semaine et ceux qui s’y conformaient au moins six jours par semaine
était beaucoup plus marquée pour les
garçons que pour les filles (augmentation
de respectivement 13,3 % et de 2,1 %;
figure 2); une constatation similaire a été
faite dans l’ECMS.
Dans les deux ensembles de données, un
pourcentage considérablement plus élevé
d’enfants a réussi à consacrer 30 minutes
par jour à une APMV (tableau 4). Dans le
projet BEAT, 22,6 % des garçons et 5,4 %
des filles l’ont fait pendant au moins six
jours par semaine, dans l’ECMS, 29,0 %
et 21,3 %. La majorité des garçons
du projet BEAT (71,8 %) ont cumulé
30 minutes d’APMV pendant au moins
trois jours par semaine, dans l’ECMS aussi
(82,6 %). Cependant, seules 36,9 % des
filles ont atteint cette cible, à la différence
de l’ECMS (où 72,6 % l’ont fait). Un peu
plus de la moitié (52,6 %) des filles du
projet BEAT sont parvenues à cumuler
30 minutes d’APMV pendant deux jours
de semaine ou plus.
Aucun enfant du projet BEAT (et moins
de 2 % dans l’ECMS) n’a consacré
90 minutes ou plus d’APMV pendant au
moins six jours de la semaine (tableau 4).
Dans le projet BEAT, 2 % seulement des
enfants ont satisfait à ce critère pendant
au moins deux jours de la semaine (3,3 %
des garçons, 0,9 % des filles; p < 0,05).
La proportion d’enfants monte à 16,8 %
pour le respect de ce criètre au moins un
jour de la semaine, avec environ 10 % de
plus de garçons que de filles dans cette
catégorie (respectivement 22,3 % et
12,3 %; p < 0,05), une augmentation
beaucoup plus faible que celle observée
dans l’ensemble de données de l’ECMS
(60 %).
Analyse
À notre connaissance, il s’agit de la
première tentative de comparaison entre
l’activité physique mesurée par accélérométrie dans un échantillon de grande taille
et les résultats de l’ensemble de données
représentatif de la population canadienne
de l’ECMS (n = 1 608)4. Dans l’ensemble,
les résultats étaient globalement comparables (autrement dit, des tendances
* Les résultats de l’ECMS présentés à la figure 1 portent sur des enfants et des jeunes âgés de 6 à 19 ans, alors que ceux du projet BEAT concernent des enfants âgés de 10 à 12 ans.
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
74
TABLEAU 4
Pourcentage de participants du projet BEAT (âgés de 10 à 12 ans) et de participants de l’ECMS (âgés de 6 à 19 ans) respectant certains critères
d’activité physique
Nombre de jours actifs sur 7 en %
Minutes d’APMV
0,0
Au moins 1
Au moins 2
Au moins 3
Au moins 4
Au moins 5
Au moins 6
22,0
78,0
65,2
52,8
40,9
25,0
13,2
*
*
*
*
*
*
Projet BEAT
30 ou plus
Total
*
Garçons
11,0
89,0
80,3
71,8
59,5
39,2
22,6
Filles
31,1
68,9
52,6
36,9
25,3
13,1
5,4
60 ou plus
Total
66,0
Garçons
51,0
49,0
26,2
13,8
6,2
2,8
0,5
Filles
78,5
21,5
6,4
2,1
1,1
0,2
0,0
83,2
16,8
2,0
0,4
0,1
0,0
0,0
*
*
*
*
34,0
*
15,4
7,5
*
3,4
*
*
1,4
*
0,2
90 ou plus
Total
Garçons
77,7
22,3
3,3
0,5
0,3
0,0
0,0
Filles
87,7
12,3
0,9
0,2
0,0
0,0
0,0
5,1
94,9
87,6
77,7
64,5
47,1
25,3
*
*
*
*
*
ECMS
30 ou plus
Total
*
Garçons
3,3
96,7
91,1
82,6
70,1
52,6
29,0
Filles
6,9
93,1
83,9
72,6
58,4
41,2
21,3
60 ou plus
Total
20,2
79,8
Garçons
14,8
85,2
Filles
*
61,3
44,4
*
29,3
*
69,5
*
52,9
36,4
16,6
*
21,5
26,1
73,9
52,6
35,4
21,7
11,3
Total
40,9
59,8
35,1
20,1
10,7
5,0
Garçons
33,7
66,3
6,7
*
9,0
E
4,1
90 ou plus
Filles
47,1
*
52,9
*
*
42,5
26,0
27,3
13,7
E
14,7
*
7,1 E
E
E
6,5
*
2,7
E
1,7
*
2,5 E
<2
Sources : Projet Built Environment and Active Transport (BEAT) (2010-2011); Enquête canadienne sur les mesures de la santé (ECMS) 2007-20094.
Abréviations : APMV, activité physique modérée à vigoureuse; BEAT, Built Environment and Active Transport; ECMS, Enquête canadienne sur les mesures de la santé.
* Significativement différent de l’estimation pour les filles (p < 0,05).
E
À utiliser avec circonspection.
similaires ont été observées), exception
faite de quelques écarts dus probablement à des différences imputables aux
protocoles de collecte et de réduction
des données et aux caractéristiques des
échantillons.
Les atouts de notre étude sont la taille
importante de son échantillon (856
enfants) et l’utilisation d’une mesure
objective de l’activité physique, ce qui a
permis d’explorer plusieurs facettes des
comportements en lien avec l’activité
physique. En particulier, notre collecte
de données sur l’activité physique à
fréquence élevée s’est bien prêtée à la
mesure du comportement des enfants
dans ce domaine13. De plus, un nombre
relativement peu élevé de participants ont
été exclus en raison d’un port d’accéléromètre invalide (moins de 15 %).
Les limites les plus importantes de cette
étude relèvent plutôt de différences tenant
au contexte, à l’échantillonnage et à la
méthodologie entre les deux ensembles
de données, ce qui a rendu difficile les
comparaisons directes. Citons l’étroitesse
des intervalles d’âge, des enfants de
l’échantillon du projet BEAT et le fait
qu’ils habitaient tous un quartier de
Toronto, caractéristiques distinctes de
$
75
l’échantillon de l’ECMS et qui interdisent
toute généralisation. L’absence de protocole normalisé dans les mesures d’accélérométrie constitue également, de manière
générale, une limite à la comparaison des
données entre études.
Malgré ces différences, les tendances
générales observées dans les deux études
sont similaires, à savoir que très peu
d’enfants (moins de 10 %) ont une activité
physique quotidienne suffisante pour que
celle-ci soit bénéfique pour leur santé
et que trop d’enfants ont pendant une
partie importante de la journée une
activité sédentaire.
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
FIGURE 2
Pourcentage de participants du projet BEAT (âgés de 10 à 12 ans) et de participants de
l’ECMS (âgés de 6 à 10 ans et de 11 à 14 ans) ayant consacré 60 minutes ou plus à une
activité physique modérée à vigoureuse, selon le nombre de jours par semaine concernés et
selon le sexe
Échantillon et groupe d′âge
Project BEAT (10 à 12 ans)
90 86
85
ECMS (6 à 10 ans)
72b
63
49a
ECMS (11 à 14 ans )
51b
51
33b
22
14
a
14E
2
Garçons
Filles
Au moins 1
Garçons
Filles
Au moins 3
0.5
7b,E
0
7E 5E
Garçons
Filles
Au moins 6
Jours par semaine
Sources : Projet Built Environment and Active Transport (BEAT) (2010-2011); Enquête canadienne sur les mesures de la santé
(ECMS) 2007-20094.
a
Significativement différent de l’estimation pour les filles (p < 0,05), projet BEAT.
b
Significativement différent de l’estimation pour les 6 à 10 ans du même sexe (p < 0,05), ECMS.
E
À utiliser avec circonspection.
Les directives canadiennes en matière
d’activité physique pour les enfants et
les jeunes (qui concordent avec les
Recommandations mondiales sur l’activité
physique pour la santé de l’Organisation
mondiale de la Santé15) encouragent les
enfants et les jeunes à consacrer chaque
jour au moins 60 minutes à l’APMV2.
Selon les données de l’ECMS, 7 % des
enfants seulement ont un niveau d’activité
conforme à ces recommandations, cette
proportion étant encore plus faible (moins
de 1 %) dans le projet BEAT. En fait,
aucune fille participant au projet BEAT
n’est parvenue à cumuler au moins 60
minutes d’APMV chaque jour de la
semaine. Une observation tout aussi préoccupante est le fait que 13,2 % seulement
des enfants du projet BEAT ont réussi à
consacrer ne serait-ce que 30 minutes à
une APMV pendant au moins six jours de
la semaine, une proportion inférieure aux
25,3 % observés dans l’ECMS. Les données tant du projet BEAT que de l’ECMS
indiquent que les enfants et les jeunes
consacrent finalement l’essentiel de leurs
journées (de 62 à 80 %) à une activité
sédentaire.
Comparaison des méthodes
d’accélérométrie de l’ECMS et celles du
projet BEAT
Les proportions de participants se conformant aux recommandations sur l’activité physique ont différé entre les deux
études. Trois différences méthodologiques
sont à noter, ce qui met en lumière
l’absence de normalisation dans les protocoles de mesure de l’activité physique
par accélérométrie, phénomène qui rend
difficile la comparaison entre études de
manière générale.
1. Différences dans les protocoles de port
de l’accéléromètre
Dans le projet BEAT, on demandait aux
participants de porter leur accéléromètre
pendant leurs heures de veille et pendant
leurs heures de sommeil, afin d’optimiser
l’observance du protocole et de maximiser
ainsi la probabilité d’avoir un grand
nombre de participants fournissant des
données valides pouvant être incluses
dans les analyses. Dans l’ECMS, les
participants ne devaient porter leur accéléromètre que pendant leurs heures de
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
76
veille. Dans le projet BEAT, il a été décidé
d’exclure les périodes de 30 minutes
consécutives pendant lesquelles le compte
était nul (et qui survenaient pour l’essentiel pendant le sommeil), tandis que
l’approche de l’ECMS était plus conservatrice. Ces décisions ont des conséquences
sur le temps de port et expliquent par
exemple les différences observées quant
au temps moyen de port (projet BEAT :
16,7 heures; ECMS : 13,6 heures). Ces
divergences permettent par ailleurs
d’expliquer dans une certaine mesure les
différences observées entre les deux
ensembles de données sur le plan de la
proportion de la journée consacrée à une
activité sédentaire ou d’intensité légère
et à une APMV. Par exemple, les données
du projet BEAT indiquent que les enfants
ont consacré 79,6 % de leur journée à une
activité sédentaire et 17,4 % de celle-ci à
une activité d’intensité légère, l’APMV ne
comptant que pour 3 % du profil quotidien. Dans l’ensemble de données de
l’ECMS, les enfants ont été sédentaires
pendant en moyenne 62 % de leurs heures
de veille et ont consacré respectivement
29,4 % et 8,6 % de ce temps à une activité
d’intensité légère et à une APMV.
2. Différence entre les moniteurs
d’accélérométrie et entre les seuils
d’intensité de l’activité utilisés
Dans le projet BEAT, nous avons utilisé
pour enregistrer l’activité physique des
accéléromètres ActiGraph GT1M, alors
que dans l’ECMS il s’agissait d’accéléromètres Actical. Si le modèle GT1M est l’un
des moniteurs de cette catégorie les plus
appréciés et les plus souvent utilisés, il a
l’inconvénient de ne mesurer l’accélération que dans le plan vertical, alors que
l’appareil Actical est omnidirectionnel, ce
qui lui permet de capter une plus grande
gamme de mouvements que ne le fait un
dispositif uniaxial et de capter également
une activité sans déplacement. Malgré
l’avantage théorique de l’accéléromètre
Actical, les deux moniteurs fournissent
en fait des données similaires car la
majorité des mouvements sont détectés
dans le plan vertical16. Chaque modèle
d’accéléromètre permet d’obtenir une
seule mesure de l’activité (sans dimension) pendant une période définie par
l’utilisateur (c’est-à-dire entre 1 et
60 secondes). Ces données brutes sont
converties en information utilisable par
une recherche d’étalonnage produisant
des seuils d’intensité de l’activité en
fonction de chaque modèle. Il est donc
possible de calculer le temps consacré
à une activité de niveau sédentaire et à
une activité d’intensité légère, modérée,
vigoureuse ou très vigoureuse. Dans
l’ECMS, les seuils d’intensité de l’activité
pour le moniteur Actical ont été établis à
partir de travaux d’étalonnage effectués
chez les enfants17,18 et les adultes18, alors
que dans le projet BEAT, seuls des essais
d’étalonnage effectués chez les enfants
ont été utilisés14.
On utilise souvent la valeur du renouvellement de l’énergie métabolique (MET) pour
classer l’intensité de l’activité physique en
différentes catégories, et on dispose pour
les enfants d’un recueil des coûts énergétiques liés un large éventail d’activités19.
Dans la plupart des études comme celle
de l’ECMS, l’intensité modérée est jugée
équivalente à 3 MET ou plus. Toutefois,
d’après des études plus récentes, un
seuil de 4 MET ou plus serait davantage
approprié pour décrire les activités
d’intensité modérée ou plus chez les
enfants20–23 et pour caractériser les relations entre l’activité physique et la santé14.
Par exemple, aux États-Unis, dans la
National Health and Nutrition Examination Survey (NHANES), on utilise un seuil
d’intensité modérée équivalent à 4 MET24
pour classer l’APMV chez les enfants.
Dans l’étude BEAT, nous avons également
choisi un seuil pour l’intensité modérée
de 4 MET. L’utilisation d’un seuil plus
exigeant pour classer l’APMV (une décision prise avant la publication des résultats de l’ECMS) explique probablement les
plus faibles niveaux d’APMV observés (et
le nombre moins élevé d’enfants dont
l’activité est conforme aux recommandations) dans les données du projet BEAT
par rapport à celles de l’ECMS.
Des rapports publiés dans d’autres pays,
par exemple la NHANES7 aux États-Unis
et l’Avon Longitudinal Study of Parents
and Children (ALSPAC)25 en Angleterre,
appuient ces résultats. Il est particulièrement intéressant de comparer les données
du projet BEAT avec celles de l’ALSPAC,
car les mêmes seuils ont été utilisés dans
ces deux études pour classer l’activité
d’intensité modérée et vigoureuse : on
observe des proportions très similaires
d’enfants parvenant aux 60 minutes
d’APMV par jour recommandées (BEAT
à moins de 1 % et ALSPAC à 2,5 %) et des
niveaux moyens d’APMV comparables
(29 minutes par jour pour le projet BEAT
et 20 minutes par jour pour l’ALSPAC).
3. Différences dans les intervalles de collecte
des données précisés par l’utilisateur
Dans le projet BEAT, nous avons utilisé
une période de mesure de cinq secondes
pour capter les poussées d’activité
brèves et sporadiques caractéristiques
des enfants13, tandis que dans l’ECMS,
les données sur l’activité physique étaient
saisies à des intervalles d’une minute.
L’influence de la durée de la période de
mesure sur les données sur l’activité
physique a déjà fait l’objet de réflexions
approfondies : les périodes plus courtes
captent davantage l’APMV, tandis que les
périodes plus longues « diluent » l’intensité des données26,27 et, par conséquent,
modifient la proportion des enfants dont
les résultats sont conformes aux recommandations sur l’activité physique28.
Certains auteurs ont trouvé que la période
de mesure avait des effets significatifs
lorsque l’activité physique était très vigoureuse ou extrêmement vigoureuse26,
tandis que d’autres ont constaté de tels
effets pour toutes les intensités29. Par
observation directe, McClain et collab.30
ont montré qu’une période d’enregistrement de cinq secondes donnait les estimations d’APMV les moins divergentes chez
les enfants de cinquième année par
rapport aux périodes de 10, 15, 20, 30 et
60 secondes. De fait, on préconise l’utilisation d’une période d’enregistrement de
cinq secondes pour capter les profils
d’activité spontanés et discontinus propres
aux enfants13,29,30.
Le fait que, dans le projet BEAT, on ait
observé une proportion plus élevée
d’enfants ayant consacré 5 minutes ou
plus, 10 minutes ou plus ou 20 minutes
ou plus à une activité d’intensité vigoureuse pendant un ou plusieurs jours par
rapport à l’ECMS pourrait être la conséquence du recours à une période plus
courte pour capter et exprimer les données
d’accélérométrie. Les écarts ont été plus
prononcés pour les niveaux inférieurs
$
77
d’APV (5 minutes ou plus et 10 minutes
ou plus); en fait, si l’on s’intéresse
aux enfants ayant effectué au moins
20 minutes d’APV par jour, les proportions étaient presque identiques dans les
deux ensembles de données (autour de
4 % dans chaque cas). L’effet de la période
d’enregistrement pourrait être dilué pour
l’APV quotidienne et avoir une incidence
moins importante sur les niveaux d’APMV
que les seuils d’intensité mesurée par
accélérométrie, les niveaux étant un peu
plus bas dans l’ensemble de données du
projet BEAT que dans celui de l’ECMS.
Conclusion
Cette étude, qui s’appuie sur les données
du projet BEAT, démontre que les faibles
niveaux d’activité physique et les niveaux
élevés de sédentarité signalés dans
l’ECMS sont également observables dans
un échantillon indépendant de jeunes
Canadiens. Les données d’accélérométrie
obtenues dans les deux études montrent
que l’activité physique de la majorité des
enfants et des jeunes n’est pas conforme à
ce que préconisent les recommandations
actuelles en la matière et que ceux-ci
sont sédentaires pendant une partie trop
importante de la journée. Ces similarités
ont été établies malgré certaines différences entre les deux ensembles de
données tenant au contexte, à l’échantillonnage et à la méthodologie, limites qui
ont été soulignées et analysées, et qui ont
également été présentées comme étant
trois éléments méthodologiques à prendre
en considération dans l’analyse des
données d’accélérométrie. Le fait que les
deux ensembles de données révèlent
des tendances similaires en matière
d’activité physique et d’inactivité chez
les enfants et les jeunes au Canada est
encourageant du point de vue de la
validation, mais décourageant compte
tenu des conséquences de cette inactivité
sur la santé. La concordance entre les
données de l’ECMS et celles produites
par notre échantillon d’enfants de la
région du Grand Toronto, où les conditions sont censées être plutôt propices
à l’activité physique sur le plan des
installations et des ressources, confirme
que l’inactivité physique est vraisemblablement un problème généralisé à
l’échelle du Canada.
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Remerciements
Cette recherche a été financée par une
subvention de l’initiative stratégique
«Environnement bâti, obésité et santé» de
la Fondation des maladies du cœur du
Canada et des Instituts de recherche en
santé du Canada (IRSC).
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l’exercice, ParticipACTION. La Société
canadienne de physiologie de l’exercice et
ParticipACTION partagent de nouvelles
données de recherche pour informer les
Canadiens des niveaux d’activité physique
recommandés. Communiqué de presse.
12 mai 2010. PDF (260 Ko) téléchargeable
à partir du lien : http://files.participaction.
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79
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Tendances concernant l’incidence du cancer, la mortalité par
cancer et la survie au cancer au Canada entre 1970 et 2007
L. Kachuri, M.H.P. (1); P. De, Ph. D. (1, 2); L. F. Ellison, M. Sc. (3); R. Semenciw, M. Sc. (4); Comité consultatif des
statistiques sur le cancer
Cet article a fait l’objet d’une évaluation par les pairs.
Résumé
Introduction : La surveillance des tendances concernant le cancer peut aider à évaluer les
progrès réalisés dans la lutte contre le cancer ainsi qu’à renforcer les activités de
prévention. La présente étude, fondée sur les données des bases de données nationales,
consiste en un examen des tendances à long terme relatives à certains cancers au Canada.
Méthodologie : Nous avons examiné les changements annuels dans les tendances
relatives aux taux d’incidence et de mortalité normalisés selon l’âge observés entre 1970
et 2007 selon le sexe pour tous les cancers combinés, pour les quatre cancers les plus
courants (cancer de la prostate, cancer du sein, cancer du poumon, cancer colorectal) et
pour les cancers dont les tendances ont été marquées par les changements les plus
importants au cours des dernières années. Le rapport de survie relative à cinq ans pour
les années 1992 à 2007 a également été calculé.
Résultats : Pendant la période visée par l’étude, les taux d’incidence de l’ensemble des
cas de cancer primitif combinés ont augmenté de 0,9 % par année chez les hommes et de
0,8 % par année chez les femmes. Les taux concernant le mélanome, le cancer de la
thyroı̈de, le cancer du foie, le cancer de la prostate, le cancer du rein, le cancer
colorectal, le cancer du poumon, le cancer du sein et le cancer de la vessie ont augmenté
à des rythmes variables, et les taux concernant le cancer du larynx, le cancer de la
bouche, le cancer de l’estomac et le cancer du col de l’utérus ont diminué. Pour
l’ensemble des cancers combinés et pour la plupart des cancers examinés, à l’exception
du mélanome et du cancer du poumon chez les femmes, les taux de mortalité ont
diminué significativement. Les taux de survie qui ont le plus augmenté sont ceux du
cancer de la prostate, du cancer du foie, du cancer colorectal et du cancer du rein. Bien
que les tendances globales concernant les taux de mortalité et la survie indiquent que
des progrès notables ont été réalisés dans la lutte contre le cancer, la tendance à la
hausse des taux d’incidence de certains cancers soulignent la nécessité de poursuivre les
efforts dans le domaine de la prévention.
Mots-clés :surveillance du cancer, incidence, mortalité, survie, facteurs de risque
Introduction
Au début de 2007, près de 750 000 Canadiens vivants avaient été touchés
par le cancer au cours des 10 années
précédentes1. Le cancer est la principale
cause de décès au Canada2, et 82 % des
décès causés par le cancer surviennent chez
des personnes âgées de 60 ans et plus1. D’ici
2036, environ 10,9 millions de Canadiens
seront âgés de 65 ans ou plus3, ce qui
donnera lieu à une augmentation du
nombre de nouveaux cas de cancers et sera
à l’origine d’une forte demande en soins de
santé liés au cancer.
Un examen des tendances passées peut
nous aider à prévoir les tendances futures
liées au cancer et à évaluer les progrès
réalisés dans la lutte contre cette maladie,
et ainsi permettre aux professionnels de
la santé publique de renforcer les activités
existantes dans les domaines de la prévention et de la lutte contre le cancer.
Cette analyse consiste en un examen des
tendances à long terme concernant
l’ensemble des cancers combinés, les
quatre cancers les plus courants au
Canada (cancer de la prostate, cancer du
sein chez la femme, cancer du poumon et
cancer colorectal) et les cancers dont les
tendances en matière d’incidence ou de
mortalité ont été marquées par les changements les plus importants au cours des dix
dernières années (cancer de l’estomac,
cancer du foie, cancer de la thyroı̈de,
cancer du larynx, mélanome, cancer de la
vessie, cancer du rein et cancer du col de
l’utérus). À notre connaissance, il s’agit
de l’examen le plus à jour et le plus
exhaustif des tendances à long terme
concernant le cancer au Canada. À ce
titre, il peut être utilisé pour établir des
comparaisons avec les tendances signalées
dans d’autres pays. Plus important encore,
les tendances ont été analysées dans le
contexte des principaux facteurs de risque
de cancer et des comportements associés
en matière de santé afin d’offrir un point
de vue sur les déterminants possibles de la
maladie.
Rattachement des auteurs :
1.
2.
3.
4.
École Dalla Lana de santé publique, Université de Toronto, Toronto (Ontario), Canada
Politiques de lutte contre le cancer, Société canadienne du cancer, Toronto (Ontario), Canada
Division des statistiques sur la santé, Statistique Canada, Ottawa (Ontario), Canada
Centre de prévention et de contrôle des maladies chroniques, Agence de la santé publique du Canada, Ottawa (Ontario), Canada
Correspondance : Prithwish De, Société canadienne du cancer, 55, avenue St. Clair Ouest, bureau 300, Toronto (Ontario) M4V 2Y7; tél. : 416-934-5335; téléc. : 416-961-4189;
courriel : prithwish.de@cancer.ca
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
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80
Méthodologie
Sources de données
Nous avons utilisé les données sur l’incidence du cancer de 1992 à 2007 disponibles dans la version de juillet 2010 du
Registre canadien du cancer, une base de
données sur la population axée sur la
personne4. Les données de la période
antérieure, de 1970 à 1991, sont tirées du
Système national de déclaration des cas
de cancer, une base de données axée sur
les tumeurs créée en 19695. Les données
sur la mortalité sont tirées de la Base
canadienne de données sur l’état civil –
Décès de Statistique Canada. Enfin, les
estimations de la population viennent du
Compendium des estimations démographiques de 2010 de Statistique Canada6.
Nous avons créé un fichier contenant des
données sur les cas de cancer invasif, pour
tous les âges, et sur les cas de cancer in
situ de la vessie (à l’exception des cas
de la province de l’Ontario) à l’aide des
règles de codage des tumeurs primitives
multiples du Centre international de
recherche sur le cancer7. Les cas de cancer
ont été classifiés selon les critères de la
3e édition de la Classification internationale
des maladies pour l’oncologie (CIM-O)8.
Les définitions des groupes de cancers
sont fournies ailleurs1. Pour les décès
attribuables au cancer, les causes sousjacentes des décès ont été sélectionnées
selon les classes énoncées dans la Classification internationale des maladies,
version 10 (CIM-10)9.
Analyse statistique
Nous avons calculé les taux selon l’âge
pour chaque année, puis les avons ajustés
en fonction de la répartition par âge de
la population canadienne de 1991 afin
d’obtenir les taux d’incidence (TINA) et
de mortalité (TMNA) normalisés selon
l’âge. Nous avons analysé les tendances
à court et à long terme en calculant la
variation annuelle en pourcentage (VAP)
et la variation annuelle moyenne en
pourcentage (VAMP) dans les taux,
respectivement, à l’aide de la version
3.5.1 du logiciel Joinpoint10. Ce logiciel
utilise la régression linéaire pour modéliser la variation des TINA et des TMNA sur
l’échelle logarithmique. D’autres méthodes
sont utilisables, par exemple l’ajustement
polynomial des données, mais Joinpoint
caractérise les tendances de manière plus
succincte en faisant correspondre la pente
de chaque segment à une variation
moyenne en pourcentage11. Il fallait
disposer d’au moins cinq années de
données avant et après un point de variation pour dégager une nouvelle tendance.
Les modèles ont été testés à l’aide de la
méthode de permutation de Monte Carlo
(significatif à p = 0,05). Chaque variation
statistiquement significative de la tendance
est décrite ici comme étant « décroissante »
ou « à la baisse » ou, au contraire,
« croissante ».
Les analyses de la survie relative ont été
fondées sur un algorithme accessible au
public12 que nous avons légèrement
adapté. Cette étude a porté sur tous les
individus atteints de cancer primitif âgés
de 15 à 99 ans au moment du diagnostic.
Le suivi de mortalité jusqu’au 31 décembre 2007 a été réalisé par le couplage
des enregistrements du Registre canadien
du cancer et de la Base canadienne de
données sur l’état civil – Décès de
Statistique Canada, et d’après les
renseignements fournis par les registres
provinciaux/territoriaux du cancer. Les
données du Québec ont été exclues parce
que la méthode utilisée dans cette province pour établir la date à laquelle le
diagnostic de cancer a été posé diffère
de celle utilisée dans les autres provinces13,14 et en raison de questions liées
à la détermination du statut vital exact
des cas diagnostiqués au Québec dans le
Registre canadien du cancer. Nous avons
effectué des estimations du rapport de
survie relative (RSR) à cinq ans à l’aide
de la méthode des cohortes pour 1992 à
1994, 1996 à 1998 et 2000 à 2002, et à
l’aide de la méthode fondée sur la période
pour 2005 à 2007. Comme nous ne
disposions pas de données plus récentes,
nous avons supposé que les données
sur la survie pour la période de 2005 à
2007 (utilisées pour établir la survie
relative) étaient les mêmes que celles
de 2000 à 2002. De plus amples
renseignements sur la méthode utilisée
pour établir la survie sont fournis
ailleurs15.
$
81
Résultats
En 2007, 85 430 nouveaux cas de cancer
et 36 569 décès attribuables au cancer ont
été déclarés chez les hommes, et 78 099 nouveaux cas et 33 026 décès ont été déclarés
chez les femmes. Ensemble, les cancers les
plus fréquemment diagnostiqués (cancer
de la prostate, cancer du sein chez la
femme, cancer colorectal et cancer du
poumon) représentaient respectivement
55 % chez les hommes et 52 % chez les
femmes de tous les nouveaux diagnostics
de cancer, et 50 % chez les hommes et 51
% chez les femmes des décès causés par le
cancer.
Tendances concernant l’incidence et la
mortalité tous cancers combinés
Tous cancers combinés
Le tableau 1 présente la VAP et la VAMP
des taux d’incidence du cancer. Les TINA
pour l’ensemble des cancers de 1970 et
de 2007 étaient plus élevés chez les
hommes (1970 : 330,4 pour 100 000;
2007 : 463,2 pour 100 000) que chez les
femmes (1970 : 272,0 pour 100 000; 2007 :
362,3 pour 100 000). Pendant la période
visée par l’étude, ce taux a augmenté à un
rythme moyen de 0,9 % par année chez
les hommes et de 0,8 % par année chez
les femmes.
La VAP et la VAMP des taux de mortalité
par cancer sont présentées dans le
tableau 2. Comme dans le cas de l’incidence, les TMNA pour tous les cancers
combinés étaient plus élevés chez les
hommes (1970 : 228,4 pour 100 000;
2007: 200,1 pour 100 000) que chez les
femmes (1970 : 152,1 pour 100 000; 2007 :
141,2 pour 100 000), mais ils ont diminué
de 0,3 % par année chez les hommes et de
0,2 % par année chez les femmes sur la
période de l’étude.
Tendances spécifiques
Entre 1970 et 2007, on a observé chez les
hommes une tendance générale à la
hausse des taux d’incidence (figure 1) du
mélanome (VAMP : 3,7 %), du cancer
de la thyroı̈de (3,6 %), du cancer du foie
(3,5 %), du cancer de la prostate (2,2 %),
du cancer du rein (1,8 %), du cancer
colorectal (0,6 %) et du cancer de la vessie
(0,4 %), mais une tendance à la baisse en
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
82
6,9
2,0
3,4
20,6
Larynx
Foie
Mélanome
Bouche
77,1
44,5
9,3
6,7
3,9
0,7
0,9
4,1
5,1
19,4
Colorectal
Poumon
Vessie
Thyroı̈de
Larynx
Foie
Mélanome
Bouche
Col de
3,7
Rein
9,0
4,8
7,8
5,4
11,3
1,7
1,0
18,0
7,9
47,2
40,6
98,4
6,9* (5,7 à 8,1)
0,2 (20,8 à 1,1) 1978-1992
20,4* (20,6 à 20,2)
3,5* (1,9 à 5,1) 1981-2007
*
1,4 (20,0 à 2,9) 1979-2007
7,4 (5,8 à 9,1) 1980-2007
*
1,9 (1,6 à 2,2)
1970-1980
1,4 (0,1 à 2,7) 1980-1987
*
1970-1986 21,9* (22,3 à 21,5) 1986-1991
6,7 (4,4 à 8,9)
*
24,2* (27,2 à 21,1)
21,8 (22,1 à 21,5)
*
20,4* (20,6 à 20,2)
1,3 (1,0 à 1,5)
*
23,1* (23,8 à 22,3)
3,2* (2,3 à 4,1) 1989-2007
*
6,9 (3,5 à 10,4)
1,8 (1,4 à 2,2) 1989-1994
*
3,8* (3,2 à 4,4)
*
21,5 (21,8 à 21,1)
8,4* (7,9 à 8,9) 1983-1992
*
20,7* (21,2 à 20,2)
0,4* (0,4 à 0,5)
4,0 (3,4 à 4,6)
1,0 (0,6 à 1,4) 1983-1996
*
0,9* (0,8 à 1,1) 1998-2007
1,6* (1,2 à 1,9) 1981-2007
1,2 (20,3 à 2,6) 1977-1989
1970-1988 23,3 (23,6 à 23,0) 1988-2007
1970-1979
1970-1980
1970-2007
1970-1989
1970-1989
1970-1981
1970-1983
1970-1983
1970-1998
1970-1981
1970-1977
*
22,6* (22,7 à 22,4)
21,7 (22,1 à 21,3)
1,9* (1,6 à 2,2)
1987-1997
1991-2007
1994-1998
1992-2007
1996-2000
1989-1998
1992-1998
20,1 (21,0 à 0,8)
22,0* (22,4 à 21,7)
1,9 (22,7 à 6,7)
1,4* (1,2 à 1,5)
1,3 (21,8 à 4,4)
20,3 (21,0 à 0,4)
23,5 (25,2 à 21,8)
*
1998-2007
3,9* (1,2 à 6,7)
21,0 (21,7 à 20,3)
*
20,7 (21,3 à 20,2)
*
22,2* (24,0 à 20,3)
VAP (IC à 95 %)
Tendance 4
2002-2007
6,9 (5,4 à 8,3)
*
2001-2007 20,7 (21,5 à 0,1)
1,1 (20,7 à 3,0)
(IC à 95 %)
VAP
Tendance 5
1997-2001
Année
sauf le Québec
* Test bilatéral, p < 0,05
a
2001-2007
VAP
20,6* (21,2 à 0,0)
(IC à 95 %)
Tendance 6
Année
20,8* (21,2 à 20,4)
3,6* (3,1 à 4,0)
0,4* (0,2 à 0,7)
0,3* (0,1 à 0,5)
0,6* (0,3 à 0,9)
2,2* (1,6 à 2,7)
0,9* (0,5 à 1,3)
(1970-2007)
VAMP (IC à 95 %)
1997-2007
1998-2002
2000-2007
1998-2007
1,8 (1,2 à 2,5)
*
12,5 (8,2 à 17,0)
*
20,8 (21,6 à 20,1)
*
1,4 (0,9 à 2,0)
*
2,1* (1,5 à 2,7)
22,3* (22,7 à 21,8)
22,5* (22,7 à 22,3)
0,0 (20,3 à 0,4)
2,9* (2,4 à 3,3)
1,9* (1,6 à 2,2)
0,1 (20,5 à 0,6)
4,3* (3,5 à 5,1)
0,5* (0,1 à 0,9)
4,4* (4,2, 4,6)
20,2 (20,6 à 0,2)
0,5* (0,4 à 0,7)
0,8* (0,7 à 0,9)
1,8* (1,4 à 2,2)
22,1* (22,3 à 22,0)
21,4* (21,8 à 21,0)
3,7* (3,3 à 4,1)
*
23,4 (23,9 à 23,0)
2000-2007
1997-2001
1993-1997
Année
6,2* (5,4 à 7,1) 1986-2007
1992-2007
*
21,9* (22,0 à 21,7)
1,4 (20,9 à 3,7)
25,2* (27,8 à 22,6)
2,3* (0,3 à 4,4)
VAP (IC à 95 %)
Tendance 3
3,5* (3,3 à 3,7)
21,0 (21,8 à 20,3)
1990-2007
1996-2000
1993-1997
1989-1993
Année
3,5 (3,3 à 3,7)
*
3,6 (2,5 à 4,6) 1980-1992
*
2,4* (1,9 à 2,8) 1997-2007
*
20,7 (20,9 à 20,6)
3,3 (2,5 à 4,0) 1981-2007
*
20,4 (21,2 à 0,4)
3,7* (3,4 à 4,0) 1983-1990
*
20,6 (21,0 à 20,3)
*
9,7* (6,4 à 13,1)
0,0 (21,0 à 1,0)
VAP (IC à 95 %)
Tendance 2
2,2 (1,9 à 2,5) 1984-1996
*
2,8* (2,6 à 3,1) 1989-1993
1970-1983 21,3* (21,7 à 20,9) 1983-2007
1970-1978
1970-1986
1970-2007
1970-1980
1970-1997
1970-1981
1970-1983
1970-1984
1970-1989
Année
2,6* (2,3 à 2,9) 1983-1989
(IC à 95 %)
VAP
Tendance 1
1970-1983
Année
Abréviations : IC, intervalle de confiance; TINA, taux d’incidence normalisés selon l’âge; VAMP, variation annuelle moyenne en pourcentage; VAP, variation annuelle en pourcentage.
11,2
Estomac
l’utérus
15,1
10,4
12,9
13,7
6,2
4,8
5,2
26,9
67,8
272,0 362,3
Sein
cancers
Tous les
Femmes
7,8
1,5
Thyroı̈de
Rein
24,5
Vessie
23,4
59,3
Poumon
Estomac
47,8
Colorectal
60,4
53,8 124,7
330,4 463,2
2007
TINA
1970
Prostate
cancers
Tous les
Hommes
cancer
Type de
TABLEAU 1
Variation annuelle en pourcentage et variation annuelle moyenne en pourcentage des taux d’incidence normalisés selon l’âge pour certains cancers, pour 100 000 personnes,
Canadaa, 1970-2007
$
83
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
30,7
28,6
8,3
2,8
1,0
0,4
0,7
1,1
1,9
7,3
11,3
2,2
Sein
Colorectal
Poumon
Vessie
Thyroı̈de
Larynx
Foie
Mélanome
Bouche
Col de
l’utérus
Estomac
Rein
2,3
2,9
1,9
1,5
1,6
0,8
0,4
0,4
2,1
36,1
16,3
21,8
141,2
5,0
6,5
4,1
2,8
0,4
6,9
57,0
24,4
1983-1992
2,7* (2,4 à 3,0)
20,7 (-0,8 à -0,6)
*
1988-2003
1977-1993
1988-2001
1991-2007
20,5* (-0,8 à -0,1)
1986-2007
21,2* (-1,5 à -1,0)
21,2 (-1,5 à -0,8)
*
6,9 (6,5 à 7,4)
1996-2007
1985-1994
1982-1986
20,4* (-0,7 à -0,1)
*
1977-1988
20,6* (-1,1 à -0,1)
0,8* (0,5 à 1,1)
23,3 (-3,4 à -3,3)
1992-2007
1985-2007
*
1982-1987
4,2* (3,0 à 5,3)
1988-2001
0,1 (-1,7 à 1,8)
0,8* (0,4 à 1,3)
1970-1978
1970-1977
1970-1976
1970-2007
1970-1983
1970-1989
1970-1991
21,1 (-2,8 à 0,8)
1978-1988
2,1 (0,8 à 3,4)
*
23,1* (-3,3 à -2,9)
1988-2007
20,8 (-1,2 à -0,5)
sauf le Québec
De 15 à 99 ans au moment du diagnostic initial
* Test bilatéral, p < 0,05
b
a
20,1 (-0,6 à 0,4)
23,5* (-3,8 à -3,2)
1977-2007
0,8* (0,3 à 1,3)
0,4 (-0,8 à 1,5)
20,1 (-0,9 à -0,7)
20,7* (-1,1 à -0,4)
4,0* (3,8 à 4,3)
21,5* (-1,6 à -1,3)
21,0* (-1,3 à -0,7)
20,2* (-0,4 à -0,1)
0,2 (-0,1 à 0,4)
23,3* (-3,4 à -3,3)
21,3* (-1,6 à -1,0)
2,3* (1,8 à 2,8)
1,6 (-0,0 à 3,3)
25,3* (-6,7 à -3,9)
22,4* (-2,7, -2,2)
21,2* (-1,8, -0,6)
2,4 (1,7 à 3,2)
21,4* (-1,4 à -1,0)
20,7* (-0,8 à -0,6)
0,0 (-0,1 à 0,2)
20,7* (-0,9 à -0,5)
20,6* (-0,9 à -0,3)
20,3* (-0,4 à -0,3)
(1970-2007)
23,8* (-4,2 à -3,5)
1994-2007
2002-2007
1991-2007
*
24,2* (-5,1 à -3,4)
VAP (IC à 95 %)
1976-2007
*
1,9* (0,7 à 3,1)
1,0 (0,8 à 1,3)
*
21,0* (-1,6 à -0,4)
20,3* (-0,4 à -0,1)
25,2 (-15,0 à 5,7)
26,0* (-7,8 à -4,2)
22,2* (-2,3 à -2,0)
2001-2007
Année
VAMP (IC à 95 %)
27,7* (-9,8 à -5,6)
23,1* (-3,3 à -2,8)
1994-2007
1994-2007
1986-1994
1988-2002
1987-1991
2001-2007
1992-2007
22,5 (-4,1 à -0,9)
*
22,3* (-3,0 à -1,6)
22,0* (-2,3 à -1,7)
VAP (IC à 95 %)
Tendance 4
20,6* (-0,8 à -0,3)
0,2 (-0,2 à 0,6)
-6,3 (-13,2 à 1,1)
22,7* (-4,0 à -1,4)
0,3 (-0,7 à 1,3)
3,6 (2,9 à 4,2)
*
21,7* (-1,8 à -1,5)
2,0 (-0,4 à 4,4)
0,5* (0,2 à 0,8)
20,7* (-1,1 à -0,2)
22,5* (-3,0 à -2,0)
1,1* (0,6 à 1,5)
8,6 (0,3 à 17,6)
*
22,3* (-2,9 à -1,7)
0,0 (-0,5 à 0,5)
21,1 (-1,4 à 0,8)
2003-2007
1993-2001
1,4* (1,1 à 1,7)
*
2001-2007
Année
20,9* (-1,0 à -0,8)
VAP (IC à 95 %)
Tendance 3
20,6 (-0,8 à -0,3)
*
2,0 (0,7 à 3,3)
1983-2007
1989-1994
1,2* (0,3 à 2,0)
*
1991-2007
1,9* (0,8 à 3,0)
Sans objet : faible nombre de décès
1970-1996
1970-1985
1970-1986
1970-1982
1970-1977
1970-1992
1970-2007
1970-1991
1970-1985
1970-1982
1970-1988
Année
Tendance 2
0,0 (-0,2 à 0,2)
20,2 (-1,3 à 0,8)
0,7* (0,6 à 0,7)
VAP (IC à 95 %)
Sans objet : faible nombre de décès
1970-2007
1970-1983
1970-1988
1970-1977
1970-1988
Année
Tendance 1
Abréviations : IC, intervalle de confiance; TMNA, taux de mortalité normalisé selon l’âge; VAMP, variation annuelle moyenne en pourcentage; VAP, variation annuelle en pourcentage
152,1
4,7
Tous les
cancers
Femmes
a
23,3
Estomac
Rein
6,3
Bouche
3,1
3,1
Larynx
1,8
0,6
Thyroı̈de
1,3
9,0
Vessie
Foie
55,0
Poumon
Mélanome
1,8
33,9
Colorectal
20,4
25,4
200,1
2007
Prostate
1970
228,4
a
TMNA
Tous les
cancers
Hommes
Type de
cancer
TABLEAU 2
Variation annuelle en pourcentage et variation annuelle moyenne en pourcentage des taux de mortalité normalisés selon l’âge pour certains cancers, pour 100 000 personnes,
Canadab, 1970-2007
FIGURE 1
Variation annuelle moyenne en pourcentage des taux d’incidence normalisés selon l’âge pour certains cancers, hommes et femmes, Canada
sauf le Québec, 1970-2007
Hommes
Femmes
160
120
2,2* % par an
140
0,5* % par an
Taux d´incidence normalisé selon l´âge (pour 100 000)
Taux d´incidence normalisé selon l´âge (pour 100 000)
100
120
Prostate
Poumon
Colorectal
Vessie
Estomac
Larynx
100
0,3 % par an
80
0,6* % par an
60
40
0,4* % par an
20
Sein
Colorectal
Col de l´utérus
Estomac
Poumon
Thyroïde
80
60
_0,2 % par an
40
4,4* % par an
20
_2,5* % par an
_2,1* % par an
_0,8* % par an
_2,3* % par an
0
0
1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006
1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006
25
12
Foie
Thyroïde
Rein
Méianome
Bouche
2,9* % par an
10
Taux d´incidence normalisé selon l´âge (pour 100 000)
_1,4* % par an
20
Taux d´incidence normalisé selon l´âge (pour 100 000)
4,4* % par an
15
1,8* % par an
10
3,7* % par an
5
0,5* % par an
8
2,1* % par an
6
_0,1* % par an
Vessie
Bouche
Mélanome
Rein
Foie
Larynx
4
2
1,9* % par an
0,1* % par an
3,5* % par an
3,6* % par an
0
0
1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006
1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006
Remarque : Analyses Joinpoint, jusqu’à 5 points de retournement, basées sur des taux ajustés selon l’âge (pour 100 000 personnes)
* Test bilatéral, p < 0,05
ce qui concerne le cancer du larynx
(0,8 %), le cancer de la bouche (1,4 %)
et le cancer de l’estomac (2,1 %). Chez les
femmes, on a observé une augmentation
des taux d’incidence du cancer de la
thyroı̈de (VAMP : 4,4 %), du cancer du
poumon (4,4 %), du mélanome (2,9 %),
du cancer du rein (2,1 %), du cancer du
foie (1,9 %), du cancer du sein (0,5 %) et
du cancer de la vessie (0,5 %), mais une
diminution de la VAMP dans le cas du
cancer du col de l’utérus (2,5 %) et du
cancer de l’estomac (2,3 %).
Pour la plupart des cancers, les taux de
mortalité enregistrés entre 1970 et 2007
étaient caractérisés par des diminutions
statistiquement significatives (figure 2),
sauf dans le cas du cancer du poumon
chez les femmes (VAMP : 4,0 %) et du
mélanome (VAMP : 2,3 % chez les
hommes, 0,8 % chez les femmes),
pour lesquels des augmentations ont été
observées.
deuxième pic en 2001, suivi d’une période
de baisse non significative. Nous avons
observé une seule période d’augmentation
du taux de mortalité par ce cancer, entre
1977 et 1993, suivie d’une baisse continue
qui s’est davantage intensifiée depuis 2001
(tableau 2).
Il vaut la peine de mettre en évidence les
tendances concernant certains cancers.
Par exemple, le taux d’incidence du cancer
de la prostate a atteint deux points
culminants, en 1993 et en 2001 (tableau 1
et figure 1). Après le premier pic, le taux
d’incidence a diminué (VAP : 5,2 %)
jusqu’en 1997, après quoi il a augmenté
de 3,9 % par année pour atteindre un
Le taux d’incidence du cancer du poumon
a augmenté de 3,7 % par année chez les
hommes entre 1970 et 1983. Cette hausse
a été suivie d’une période de variation non
significative jusqu’en 1990, date à laquelle
le taux d’incidence a commencé à baisser
(tableau 1). Chez les femmes, on observe
depuis 1970 une augmentation du taux
d’incidence, mais elle a ralenti pour passer
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
84
FIGURE 2
Variation annuelle moyenne en pourcentage des taux de mortalité normalisés selon l’âge pour certains cancers, hommes et femmes, Canada
sauf le Québec, 1970-2007
Hommes
Femmes
90
80
70
Taux de mortalité normalisé selon l´âge (pour 100 000)
Poumon
Colorectal
Prostate
Estomac
Vessie
Rein
0,0* % par an
Taux de mortalité normalisé selon l´âge (pour 100 000)
40
60
50
40
_0,7* % par an
30
-0.6* % par an
20
_3,3* % par an
_0,7* % par an
_1,5* % par an
20
15
10
_3,5* % par an
0
_0,7* % par an
1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006
4.0
1,3* % par an
6
Bouche
Larynx
Foie
Mélanome
Thyroïde
5
_1,4* % par an
3
Rein
Bouche
Mélanome
Thyroïde
Fole
Larynx
3.5
Taux de mortalité normalisé selon l´âge (pour 100 000)
7
Taux de mortalité normalisé selon l´âge (pour 100 000)
25
0,2* % par an
1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006
2,3* % par an
2
1,6* % par an
3.0
_0,1* % par an
2.5
_0,6* % par an
2.0
1.5
0,8* % par an
1.0
0.5
1
0,4* % par an
_0,1* % par an
non disponible
non disponible
0
Sein
Colorectal
Estomac
Poumon
Col de l´utérus
Vessie
30
_3,8* % par an
8
4
4,0* % par an
_1,0* % par an
5
10
0
35
0.0
1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006
1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006
Remarque : Analyses Joinpoint, jusqu’à 5 points de retournement, basées sur des taux ajustés selon l’âge (pour 100 000 personnes)
* Test bilatéral, p < 0,05
de 8,4 % par année (1970-1983) à 3,8 %
par année (1983-1992) pour finalement
atteindre 1,4 % par année (1992-2007).
Chez les hommes, les taux de mortalité
par cancer du poumon ont suivi une
trajectoire similaire à celle des taux
d’incidence : les taux ont augmenté
(2,7 % par an) jusqu’en 1983, sont
demeurés stables (0,0 % par an) de 1983
à 1992, puis ont commencé à baisser à un
rythme annuel de 2,2 % (tableau 2). Au
contraire, les taux de mortalité par cancer
du poumon enregistrés chez les femmes
continuent d’augmenter depuis 1970 : le
rythme annuel d’augmentation a cependant ralenti, de 6,9 % (1970-1985) à 3,6 %
(1985-1994) pour finalement atteindre
1,0 % (1994-2007).
Les taux d’incidence du cancer du larynx
ont augmenté de 1970 à 1980 chez les
hommes (VAP : 3,6 %) et jusqu’en 1989
chez les femmes (3,2 % par année). Chez
les hommes, les taux d’incidence ont
baissé de 1,0 % par année de 1980 à
1992, après quoi la baisse s’est accélérée à
3,4 % par année. Chez les femmes, on
observe une baisse annuelle de 3,1 % du
taux d’incidence depuis 1989. Les taux de
mortalité ont augmenté de 1970 à 1988
chez les hommes (0,8 % par année) et
jusqu’en 1991 chez les femmes (1,9 % par
$
85
année), mais ces hausses ont été suivies
de baisses significatives chez les deux
sexes.
Les taux d’incidence du cancer de la vessie
ont augmenté de 1970 à 1981 (hommes:
3,3 % par an; femmes : 3,5 % par an),
puis la tendance s’est inversée en 1981 et
les taux d’incidence ont commencé à
diminuer (hommes : 0,7 % par an;
femmes: 0,4 % par an). Les taux de
mortalité ont connu dans le même temps
une diminution significative sur l’ensemble de la période pour les hommes (0,7 %
par an) et de 1970 à 1996 pour les femmes
(1,2 % par an).
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
TABLEAU 3
Rapports de survie relative à cinq ans normalisés selon l’âge pour certains cancers, par
période, Canada sauf le Québec, 1992-2007
Le taux d’incidence global du cancer du
rein a connu chez les hommes deux
périodes d’augmentation, de 1977 à 1989
et de 1998 à 2007. Nous avons observé
deux périodes d’augmentation similaires
chez les femmes, de 1980 à 1987 et de
1997 à 2007. Quant au taux de mortalité,
il a augmenté de 1970 à 1992 chez les
hommes puis a diminué, tandis que chez
les femmes il augmenté de 1978 à 1988
puis a diminué.
Le taux d’incidence du cancer de la
thyroı̈de a augmenté de façon constante
pour les deux sexes depuis 1970. Chez les
hommes, il a augmenté à un rythme de
2,4 % par année entre 1970 et 1997, puis
a augmenté à un rythme accéléré de
6,9 % par année jusqu’en 2007. Plus
particulièrement, le taux d’incidence
chez les femmes a varié de 1,8 % par
année entre 1970 et 1989, de 6,9 % par
année entre 1989 et 1994, de 12,5 %
par année entre 1998 et 2002 et, plus
récemment (2002-2007), de 6,9 % par
année. Les taux de mortalité par cancer
de la thyroı̈de étaient trop faibles pour
permettre la réalisation d’une analyse
Joinpoint.
Tendances concernant la survie
Entre 1992 et 1994 et entre 2005 et 2007,
les RSR à cinq ans normalisés selon l’âge
pour tous les cancers combinés ont
augmenté de 6,8 points de pourcentage
et atteint 62 % (tableau 3). Les taux de
survie ont davantage augmenté chez
les hommes que chez les femmes
(8,5 points de pourcentage contre 5,0)
pendant cette période, ce qui a donné lieu
à une diminution considérable de l’écart
précédent.
L’augmentation du RSR à cinq ans a
considérablement varié selon le type de
cancer. Les plus importantes augmentations d’approximativement 8 à 10 points
de pourcentage ont touché le cancer de la
prostate, le cancer du foie, le cancer
colorectal et le cancer du rein. De légères
augmentations de 2 à 3 points de pourcentage ont été observées dans le cas du
cancer du poumon, du cancer du larynx,
du cancer du col de l’utérus et du cancer
de la bouche. Aucune augmentation apparente n’a été observée dans le cas du
cancer de la vessie pendant la période
Type de cancer
RSR
1992-1994
Tous les cancers
a
Hommes
a
Femmes
Prostate
b
c
en % (IC à 95 %)
1996-1998
2000-2002
Variation
2005-2007
1992-1994 à
2005-2007
56 (55 à 56)
57 (57 à 57)
60 (60 à 61)
62 (62 à 63)
6,8
54 (54 à 54)
55 (55 à 56)
60 (60 à 60)
62 (62 à 63)
8,5
57 (56 à 57)
58 (58 à 59)
60 (60 à 60)
62 (62 à 63)
5,0
87 (86 à 87)
90 (89 à 90)
94 (94 à 95)
96 (96 à 97)
9,8
Sein (femme)
82 (82 à 83)
85 (85 à 86)
87 (86 à 87)
88 (87 à 88)
5,6
Colorectal
56 (55 à 56)
58 (57 à 59)
61 (60 à 61)
64 (64 à 65)
8,6
Poumon
14 (13 à 14)
15 (14 à 15)
15 (15 à 15)
16 (16 à 17)
2,6
Vessie
73 (72 à 74)
71 (70 à 72)
71 (70 à 72)
72 (71 à 73)
20,3
Thyroı̈de
93 (92 à 94)
94 (93 à 95)
96 (96 à 97)
98 (97 à 98)
4,9
Larynx
62 (60 à 64)
63 (61 à 65)
62 (59 à 64)
64 (61 à 66)
1,9
10 (8 à 11)
12 (11 à 14)
17 (15 à 18)
18 (17 à 20)
8,7
Mélanome
84 (83 à 86)
87 (86 à 87)
89 (88 à 90)
89 (89 à 90)
4,9
Bouche
60 (59 à 61)
59 (58 à 61)
61 (59 à 62)
62 (61 à 64)
2,3
Col de l’utérus
70 (68 à 71)
70 (69 à 72)
73 (71 à 75)
72 (70 à 73)
2,2
Foie
Estomac
19 (18 à 21)
22 (20 à 23)
22 (21 à 23)
25 (23 à 26)
5,1
Rein
60 (58 à 61)
62 (60 à 63)
64 (63 à 65)
67 (66 à 69)
7,7
Abréviations: IC, intervalle de confiance; RSR, rapport de survie relative.
a
Personnes âgées de 15 à 99 ans au moment du diagnostic initial
b
Résultats obtenus à l’aide de la méthode des cohortes (1992-1994, 1996-1998 et 2000-2002) et de la méthode fondée sur la
période (2005-2007)
c
Différence absolue en points de pourcentage
visée par l’étude. En ce qui concerne
l’augmentation de la survie, les disparités
entre les sexes avantageaient les femmes
(données non présentées) et touchaient
le cancer de la bouche (3,7 % chez les
femmes contre 1,1 % chez les hommes),
le cancer du larynx (4,1 % contre 1,5 %),
le cancer du poumon (3,5 % contre 1,3 %)
et le cancer de l’estomac (6,3 % contre
4,5 %).
Analyse
Au cours de la période de près de 40 ans
analysée (1970-2007), les taux d’incidence
de tous les cancers combinés ont augmenté significativement tant chez les
hommes que chez les femmes du
Canada. Bien que les taux se soient
stabilisés chez les hommes depuis 1993,
le taux global d’incidence chez les femmes
ne semble avoir commencé à se stabiliser
que récemment. Ces tendances globales
ont été largement déterminées par les trois
cancers les plus courants chez les hommes
(c.-à-d. cancer du poumon, cancer de la
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
86
prostate et cancer colorectal) et chez les
femmes (c.-à-d. cancer du sein, cancer du
poumon et cancer colorectal).
Les taux de mortalité par cancer chez les
deux sexes ont atteint un point culminant
en 1988 et ont depuis baissé, en grande
partie en raison d’une diminution des taux
de mortalité associés aux quatre principales causes de mortalité par cancer
(c.-à-d. cancer du poumon, cancer colorectal, cancer de la prostate et cancer du
sein). L’augmentation des RSR à cinq ans
depuis la période 1992-1994 en ce qui
concerne tous les cancers combinés et
quelques cancers spécifiques laisse croire
à des améliorations dans les traitements et
la détection précoce de certains cancers
ainsi qu’à des progrès dans les soins
médicaux de soutien et généraux.
Tendances pour les principaux cancers
Cancer de la prostate
Mis à part l’âge, on dispose de peu de
données sur les facteurs de risque du
cancer de la prostate. Bien que les androgènes jouent un rôle critique dans la
croissance des cellules cancéreuses de la
prostate, on ne sait pas avec certitude si des
taux élevés d’androgènes peuvent constituer un facteur d’initiation du cancer16. Un
lien avec l’activité physique a été suggéré17,
mais les données probantes demeurent peu
concluantes18,19. L’obésité n’est que faiblement associée au développement du cancer
de la prostate, mais certains suggèrent
qu’elle pourrait accroı̂tre le risque de décès
et de métastases20-22.
Malgré l’incertitude quant aux bienfaits et
aux risques associés au test de dépistage
du cancer de la prostate par dosage de
l’antigène prostatique spécifique (APS), ce
test est largement utilisé23. Selon les
enquêtes nationales sur la santé, la proportion d’hommes âgés de 35 ans et plus
ayant déjà subi un test de dosage de l’APS
s’élevait à 53,8 % en 200824. Deux essais
randomisés menés récemment n’ont pas
permis de confirmer que le test de dosage
de l’APS était un outil viable pour le
dépistage dans la population et la réduction du nombre de décès dus au cancer de
la prostate25,26, et il n’est actuellement
pas recommandé au Canada comme
test de dépistage dans la population.
Néanmoins, le taux d’incidence du cancer
de la prostate au Canada a fortement
augmenté à la suite de l’introduction du
test de dosage de l’APS en 1988. Le taux
d’incidence a atteint un point culminant
en 1993, puis un autre en 2001. Ce
deuxième point culminant pourrait
s’expliquer par la publicité faite cette
année-là lorsque le ministre fédéral de la
Santé de l’époque a révélé qu’il avait reçu
un diagnostic de cancer de la prostate.
Les taux de mortalité par cancer de la
prostate au Canada ont diminué depuis
1995, revenant en 2007 aux taux qui
prévalaient avant 1970. On croit que la
détection précoce du cancer de la prostate
grâce aux vastes activités de dépistage
aurait contribué au ralentissement de la
tendance concernant la mortalité aux
États-Unis27, et certains suggèrent qu’un
phénomène similaire est responsable des
tendances concernant la mortalité et la
survie observées au Canada28. Le fait que
le RSR à cinq ans ait gagné presque
10 points de pourcentage depuis la période
de 1992 à 1994 pourrait également s’expliquer, dans une certaine mesure, par la
plus grande accessibilité à des traitements
hormonaux efficaces pour les personnes
aux stades précoce et avancé de la maladie
vers le milieu des années 198029, suivie de
l’introduction de surveillance vigilante
et de progrès réalisés dans les domaine
de la radiothérapie combinée et de
l’hormonothérapie pour le cancer de la
prostate, qui ont eu lieu dans les années
199030.
Cancer du sein
Au Canada, le taux d’incidence du cancer
du sein chez les femmes a augmenté
régulièrement à un rythme de 0,9 % par
année entre 1970 et 1998, période après
laquelle il a commencé à diminuer à un
rythme de 0,7 % par année. Les tendances
concernant l’incidence du cancer du sein
reflètent vraisemblablement les changements à long terme dans les facteurs
hormonaux (p. ex. âge précoce des premières règles, âge tardif de la ménopause,
allaitement au sein, utilisation de contraceptifs oraux, recours au traitement
hormonal substitutif) et la participation
accrue au dépistage par mammographie,
en particulier dans les années 198031. Le
premier programme provincial de dépistage du cancer du sein a été mis en œuvre
en 1988 au Canada et, en 1998, des
programmes avaient été mis sur pied
dans les dix provinces canadiennes32.
Bien que tous les programmes provinciaux
offrent des tests de dépistage par mammographie aux femmes âgées de 50 à 69 ans,
certains sont également accessibles aux
femmes dans la quarantaine et à celles de
plus de 69 ans32.
Les enquêtes nationales sur la santé
montrent que la proportion de femmes
ménopausées âgées de 50 à 69 ans qui
déclarent avoir subi une mammographie
au cours des deux années précédentes a
augmenté, passant de 40,5 % en 1990 à
72,5 % en 200832. La brève diminution
du taux d’incidence du cancer du sein
entre 1998 et 2005 pourrait être due à
l’épuisement des cas prévalents non diagnostiqués grâce au dépistage comme à
une diminution du risque de cancer du
sein due au fait que certaines femmes
ménopausées évitent le traitement
hormonal substitutif depuis les rapports
$
87
de la Women’s Health Initiative et les
enquêtes antérieures qui ont mis
en évidence les risques associés à ce
traitement33.
Bien que la consommation d’alcool et
l’obésité chez les femmes ménopausées
puissent accroı̂tre le risque de cancer du
sein34,35 et que l’activité physique puisse
réduire ce risque36, l’incidence de ces
facteurs dans le contexte canadien reste
à éclaircir.
Le taux de mortalité par cancer du sein a
commencé à baisser en 1986 à un rythme
de 1,0 % par an, puis a augmenté à raison
de 2,4 % par an après 1994. La diminution
du taux de mortalité et l’augmentation de
la survie résultaient vraisemblablement
du recours accru à la mammographie
opportuniste avant la mise en place des
programmes de dépistage provinciaux,
du recours accru à l’hormonothérapie
et à la chimiothérapie adjuvante37,38 et
du virage de la pratique clinique vers
la chirurgie conservatrice du sein et la
tumorectomie39,40.
Cancer du poumon
Le tabagisme est un facteur causal du
développement du cancer du poumon,
du cancer de la bouche et du cancer du
larynx, entre autres41. Les effets du tabagisme sur l’incidence du cancer du poumon sont seulement observés après une
période de latence d’environ 25 ans42. La
prévalence du tabagisme au Canada a
beaucoup diminué entre 1965 et 2007,
passant de 61 % à 20 % chez les hommes
et de 38 % à 18 % chez les femmes de
15 ans et plus43. Après avoir atteint un
point culminant en 1965, l’usage du tabac
a chuté après que les effets négatifs du
tabagisme eurent été largement publicisés
dans un rapport du directeur du service
de santé publique des États-Unis44. Cela a
entraı̂né une baisse de l’incidence du
cancer du poumon chez les hommes après
le sommet atteint en 1983, et une baisse
du taux de mortalité chez les hommes
après le sommet atteint en 1988. En 2007,
le taux d’incidence du cancer du poumon
chez les hommes était à peu près redescendu au même niveau qu’en 1970.
Par contre, le taux de mortalité par cancer
du poumon chez les femmes a continué
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
d’augmenter, quoiqu’à un rythme plus
lent depuis le milieu des années 2000.
Les taux de tabagisme chez les femmes
ont commencé à diminuer environ 15 ans
après les taux observés chez les hommes,
se stabilisant entre 37 % et 39 % jusqu’en
197943. Bien que l’on continue d’observer
une tendance à la hausse en ce qui
concerne le taux d’incidence du cancer
du poumon et le taux de mortalité
attribuable à ce dernier chez les femmes
canadiennes, des données encourageantes
publiées par les É.-U. montrent que le
taux de décès lié au cancer du poumon
chez les femmes dans ce pays diminue
après avoir atteint un plateau45.
Cancer colorectal
Le cancer colorectal est associé à plusieurs
risques modifiables, comme l’obésité, la
sédentarité, la consommation de viandes
rouges et transformées ainsi que le tabagisme46. La prévalence de l’obésité (c.-à-d.
indice de masse corporelle § 30) chez les
adultes canadiens a augmenté pendant
30 ans jusqu’en 2007-2009, passant de
13,8 % à 23,9 %47,48. La prévalence était
plus élevée chez les femmes (15,9 %) que
chez les hommes (11,5 %) en 1978-1979,
mais cette tendance s’est inversée, si
bien qu’une proportion légèrement plus
élevée d’hommes (24,2 %) que de
femmes (23,6 %) étaient considérés
comme obèses en 2007-200947,48.
Le taux d’incidence du cancer colorectal
chez les hommes est revenu au niveau
observé au début des années 1980, tandis
que le taux chez les femmes est maintenant plus faible que celui qui était
observé dans les années 1970. Chez les
hommes, la baisse du taux de décès a
commencé en 1988, tandis que chez
les femmes, la baisse de ce taux a été
amorcée avant 1970 et se poursuit. Les
différences dans ces tendances suggèrent
divers facteurs de risque. De l’avis de
certains, le fait que les femmes aient
davantage eu recours au traitement hormonal substitutif avant le début des
années 2000 pourrait avoir contribué à la
diminution du risque de cancer du côlon
chez les personnes de ce sexe34,49.
Chez les deux sexes, les taux de décès
associés au cancer colorectal ont commencé à diminuer avant la participation
accrue au dépistage par l’intermédiaire
des programmes globaux mis en œuvre
dans l’ensemble des provinces canadiennes au cours des six dernières années.
La recherche de sang occulte dans les
selles chez les personnes de 50 ans et
plus présentant un risque moyen50 et la
coloscopie dans le cas des personnes à
risque élevé sont les principales méthodes
utilisées pour la détection précoce et
l’excision des polypes précancéreux51
ainsi que pour la réduction de l’incidence
du cancer colorectal et de la mortalité
attribuable à ce dernier. Actuellement, le
taux moyen de participation des personnes âgées de 50 à 74 ans aux programmes de dépistage dans les provinces
est de 32,2 %52. Une plus grande participation au dépistage contribuera vraisemblablement à réduire davantage le taux
d’incidence du cancer colorectal et le taux
de mortalité par ce cancer au Canada.
Cancers avec tendance à la hausse des
taux d’incidence
Cancer de la thyroı̈de
Au Canada, le cancer de la thyroı̈de fait
partie des cancers qui ont connu la
croissance la plus rapide au cours des
dernières années1,53. La forte tendance
à la hausse pourrait être due à l’utilisation accrue des technologies de diagnostic
telles que l’aspiration à l’aiguille pour la
détection des tumeurs infracliniques, au
fait que l’exposition accrue au rayonnement ionisant à des fins diagnostiques
puisse favoriser le développement de
nouvelles tumeurs, ou à l’exposition
accrue à un facteur de risque environnement non encore identifié54,55. Le rayonnement ionisant demeure le facteur de
risque le plus connu du cancer de la
thyroı̈de, mais de plus en plus de données
probantes font ressortir le rôle possible
des facteurs liés au poids et à l’appareil
reproducteur de la femme, qui interviennent probablement tous les deux dans la
carcinogenèse par la voie des hormones.
Malgré le taux d’incidence croissant
du cancer de la thyroı̈de, les taux de
mortalité associés à ce cancer sont
demeurés faibles et le RSR à cinq
ans chez les deux sexes (98 %) est le
plus élevé de l’ensemble des principaux
cancers.
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
88
Cancer du foie
Le type de cancer primitif du foie le plus
courant, le carcinome hépatocellulaire, est
associé à un faible taux de survie et à un
taux de mortalité élevé. Entre 1970 et
2007, l’incidence du cancer du foie au
Canada a augmenté plus rapidement chez
les hommes (3,5 % par année) que chez
les femmes (1,9 % par année). Les
différences dans les taux d’incidence
observés entre les deux sexes pourraient
être dues à la répartition différente des
facteurs de risque du cancer du foie, par
exemple la surconsommation d’alcool
(c.-à-d. au-delà des Directives de consommation d’alcool à faible risque56), le
tabagisme et l’hépatite. Les estimations
basées sur la population montrent que le
taux de surconsommation d’alcool au
Canada a augmenté entre 1989 et 2007,
passant de 18,9 % à 25 % chez les
hommes et de 7,2 % à 9,6 % chez les
femmes57,58.
Dans les pays développés, le fardeau lié au
cancer du foie est principalement causé
par l’infection chronique par l’hépatite C
plutôt qu’à l’infection au virus de l’hépatite B (VHB), dont la prévalence est plus
élevée ailleurs dans le monde59. On a
également émis l’hypothèse selon laquelle
il existerait un lien entre l’obésité et le
cancer du foie, qui pourrait être causé par
la stéatose hépatique non alcoolique60. De
telles associations soulignent la nécessité
de se soucier de l’augmentation du taux
d’obésité au Canada, qui est passé de
14 % à la fin des années 1970 à 24 % en
2007-200947,48.
Mélanome
Le rayonnement ultraviolet peut causer
toutes les formes de cancer de la peau61.
Bien que la hausse de l’incidence du
mélanome au Canada puisse en partie
s’expliquer par une meilleure détection62,63, cette hausse découle plus vraisemblablement d’une exposition accrue
aux rayons UV dans le cadre des loisirs,
que ces rayons proviennent du soleil ou de
dispositifs de bronzage artificiel. Selon
l’Enquête nationale sur l’exposition au
soleil de 2006, la prévalence du bronzage
est d’environ 49 % chez les femmes
canadiennes et de 28 % chez les hommes
canadiens âgés de 16 à 24 ans64.
Des principaux cancers, le mélanome est
le deuxième dont le taux de mortalité a le
plus augmenté (après le cancer du foie
chez les hommes et le cancer du poumon
chez les femmes) depuis 1970. Demeuré
globalement stable depuis 1983 chez les
femmes, le taux de mortalité associé au
mélanome a augmenté de 1,1 % par an
chez les hommes durant une période
équivalente (1985-2007). Le plus faible
RSR à cinq ans65 et la proportion plus
élevée de cas à un stade plus avancé
chez les hommes66 font que le taux de
mortalité est plus élevé chez eux que chez
les femmes. Toutefois, on observe un
ralentissement de la tendance à la hausse
du taux de mortalité chez les hommes,
peut-être en raison de l’augmentation de
la survie grâce à la détection précoce
et à l’amélioration des traitements
du mélanome, en particulier l’exérèse
chirurgicale67.
Rein
L’augmentation du taux d’incidence du
cancer du rein, bien que cela ne soit pas
clair, pourrait s’expliquer par plusieurs
changements, dont l’accessibilité à de
nouvelles techniques de diagnostic68,69,
ainsi que par l’augmentation de la prévalence de l’obésité et de l’hypertension,
deux importants facteurs de risque70. En
fait, au Canada, 55 % des cas de cancer du
rein chez les hommes et 27 % des cas chez
les femmes pourraient être attribuables au
surpoids ou à l’obésité71.
Cancers avec tendance à la baisse des
taux d’incidence
Estomac, col de l’utérus, bouche,
larynx, vessie
Le tabagisme est un important facteur de
risque des cancers de l’estomac, de la
bouche, du larynx, de la vessie et du col
de l’utérus. La tendance à la baisse de
l’incidence de ces cancers et de la mortalité associée à ceux-ci peut en grande
partie s’expliquer par les tendances relatives au tabagisme, qui a considérablement diminué après 1965 chez les
hommes et après 1979 chez les femmes
au Canada43. Les changements touchant
les autres facteurs de risque ont également
eu une influence. Par exemple, la diminution du taux de cancer de l’estomac depuis
les années 1970 est attribuable aux
améliorations apportées au régime alimentaire, notamment la consommation accrue
de fruits et de légumes et la diminution
de la consommation d’aliments en conserve contenant du sel72, et, plus récemment, à l’amélioration de la détection et
du traitement de l’infection à Helicobacter
pylori, l’un des principaux facteurs de
risque du cancer de l’estomac73.
Pendant la période visée par l’étude, les
taux observés au Canada de l’incidence
du cancer du col de l’utérus et de la
mortalité attribuable à ce cancer ont
continué à diminuer en raison de l’utilisation généralisée du test de dépistage de
Papanicolaou (Pap) mis sur le marché en
194974. En association avec le test de Pap,
l’administration aux femmes âgées de 9 à
26 ans d’un vaccin contre le virus du
papillome humain (VPH) (approuvé au
Canada en 200875) devrait réduire davantage les taux d’incidence et de mortalité à
long terme. Compte tenu du fait que le
VPH est de plus en plus reconnu comme
l’une des causes de certains cancers de la
bouche, par exemple ceux qui apparaissent sur les amygdales et l’oropharynx76,77, la vaccination contre le VPH
pourrait également contribuer à influer les
tendances futures au Canada.
Limites
Cette étude comporte plusieurs limites.
Premièrement, nous avons tenté d’expliquer les tendances observées en matière
de cancer en utilisant des données démographiques relatives à des facteurs de
risques, facteurs largement transversaux
et, pour la plupart, autodéclarés.
Deuxièmement, en raison de la disponibilité des données, nous avons seulement
pu prendre en considération un sousensemble de facteurs du style de vie
modifiables ayant une incidence sur les
taux de la maladie. De plus, nous avons
seulement pris en compte les facteurs de
risque modifiables pouvant, du point de
vue étiologique, s’appliquer aux cancers
apparaissant à l’âge adulte, mais non ceux
ceux qui s’appliquent uniquement aux
cancers de l’enfant et de l’adolescent.
Troisièmement, les sources de données,
les méthodes d’enregistrement des cas
de cancer, ainsi que la complétude et
l’exactitude des données utilisées pour
$
89
élaborer les estimations de l’incidence
peuvent varier à l’échelle du Canada1. De
telles différences peuvent conduire à des
sous-estimations et à des surestimations
mineures des taux de la maladie, qui sont
examinés plus en détail ailleurs1. Enfin,
les estimations de survie relative pour
2005 à 2007 pourraient être exagérées, car
nous avons dû les élaborer en utilisant
les données sur la survie prévue d’une
période antérieure. L’effet est probablement plus marqué dans le cas des cancers
ayant une proportion plus élevée de sujets
plus âgés, par exemple le cancer de la
prostate.
Conclusion
Les tendances à la baisse en ce qui
concerne les taux d’incidence de certains
cancers et les taux de mortalité de la
plupart des cancers au Canada montrent
la réussite de diverses stratégies, en
particulier le dépistage du cancer, la
prévention par les changements de mode
de vie et de comportement ainsi que les
améliorations concernant l’hygiène environnementale. Malgré ces réalisations,
il demeure important de renforcer les
activités de prévention primaire, car
plusieurs cancers continuent d’afficher
des taux d’incidence à tendances stables
ou croissantes.
Remerciements
Ces travaux ont été réalisés grâce aux
contributions en nature de la Société
canadienne du cancer, de l’Agence de la
santé publique du Canada et de Statistique
Canada. Les auteurs remercient le Comité
directeur des statistiques sur le cancer
pour son examen critique du manuscrit:
Heather Chappell (Société canadienne du
cancer), Dagny Dryer (Centre de traitement du cancer de l’Î.-P.-É.), Maureen
MacIntyre (Action Cancer NouvelleÉcosse), Loraine Marrett (Action Cancer
Ontario), Les Mery (Agence de la santé
publique du Canada) et Hannah Weir
(Centers for Disease Control and Prevention des É.-U.).
Le Registre canadien du cancer est tenu à
jour par Statistique Canada. Il est constitué de données fournies par les registres
provinciaux et territoriaux du cancer, que
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
les auteurs tiennent à remercier pour leur
collaboration.
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Perceptions par des patients atteints d’arthrite inflammatoire
débutante de leur incapacité parentale, de leur stress parental
et du comportement de leurs enfants
P. Zelkowitz, D. Éd. (1); K. J. Looper, M.D. (1); S. S. Mustafa, Ph. D. (1); M. Purden, Ph. D. (2); M. Baron, M.D. (3);
McGill Early Arthritis Research Group*
Cet article a fait l’objet d’une évaluation par les pairs.
Résumé
Introduction
Introduction : Dans cette étude, nous examinons l’association entre les effets
caractéristiques de l’arthrite inflammatoire et les perceptions de patients atteints
d’arthrite inflammatoire débutante à propos de leur santé mentale, de leur incapacité
parentale, de leur stress parental et du comportement de leurs enfants.
L’arthrite regroupe plus d’une centaine
d’affections rhumatismales touchant les
articulations et les tissus voisins. L’arthrite
inflammatoire (AI) est caractérisée par
une inflammation des articulations en
raison de perturbations du système immunitaire. C’est une affection invalidante et
douloureuse, associée à une dégradation
du fonctionnement psychologique et
social1,2. La polyarthrite rhumatoı̈de
(PR), la forme la plus répandue de
l’arthrite inflammatoire, est caractérisée
par une synovite destructrice chronique.
La forme non différenciée de l’arthrite, qui
ne satisfait pas aux critères de classification de la maladie, peut soit se résoudre,
soit évoluer vers une arthrite rhumatoı̈de
complète.
Méthodologie : Le recrutement de patients dont l’arthrite inflammatoire était en phase
initiale (survenue depuis plus de 6 semaines et moins de 18 mois) a été effectué à partir
d’un registre de cas d’arthrite inflammatoire débutante fournissant des caractéristiques
personnelles ainsi que des mesures de la douleur, du fonctionnement physique et de
l’activité de la maladie. Les patients ont auto-évalué leur incapacité parentale, leur stress
parental, leur tendance à la dépression et les problèmes de comportement de leurs
enfants à l’aide, respectivement, de l’Indice d’incapacité parentale, de l’Indice de stress
parental, du questionnaire Center for Epidemiologic Studies – Depression Mood Scale
[Échelle d’évaluation de l’état dépressif et de l’humeur du Center for Epidemiologic
Studies] et de la Child Behavior Checklist [Liste de contrôle du comportement des
enfants].
Résultats : La douleur, le dysfonctionnement physique, le nombre d’articulations
douloureuses et l’évaluation médicale globale de l’activité de la maladie étaient associés
à l’incapacité parentale. Les mesures autodéclarées de l’incapacité parentale étaient
associées à celles de la dépression et du stress parental. Le stress parental était associé à
la déclaration de problèmes de comportement d’intériorisation et d’extériorisation de
l’enfant, tandis que l’incapacité parentale était associée à la déclaration de problèmes de
comportement d’extériorisation de l’enfant.
Conclusion : Cette étude souligne la possibilité d’une relation réciproque entre les
aspects physiques de l’activité de la maladie, l’incapacité parentale et la détresse du
parent et de l’enfant chez les patients atteints d’arthrite inflammatoire débutante.
Mots-clés :incapacité parentale, stress parental, comportement des enfants, arthrite,
fonctionnement physique
Une maladie physique touchant un parent
peut avoir diverses répercussions sur ses
enfants. Le parent peut être incapable de
s’acquitter des tâches courantes de soins
aux enfants et, de ce fait, demander à ces
derniers d’assumer de nouvelles responsabilités domestiques3. De plus, le parent
peut ne pas être disponible affectivement à
cause de la douleur, de la fatigue et des
préoccupations qu’engendre chez lui la
maladie4,5. Le stress familial associé à la
perte possible de revenu ou aux conflits
conjugaux au sujet de l’évolution des rôles
* M. Starr, M.D.; M. Gagné, M.D.; M. Stein, M.D.; H. Kang, M.D.; M. Kapusta, M.D.; F. Couture, M.D.; M. A. Fitzcharles, M.D.; B. Garfield, M.D.; H. A. Ménard, M.D.; L. Berkson, M.D.;
C. Pineau, M.D.; A. Gutkowski, M.D.; M. Zummer, M.D.; J. P. Mathieu, M.D.; S. Mercille, M.D.; S. Ligier, M.D.; J. Krasny, M.D.; C. Bertrand, M.D.; S. Y. Yuen, M.D.; J. Schulz, M.D.
Rattachement des auteurs :
1. Département de psychiatrie, Université McGill, Montréal (Québec), Canada
2. École de sciences infirmières, Université McGill, Montréal (Québec), Canada
3. Département de rhumatologie, Université McGill, Montréal (Québec), Canada
Correspondance : Karl Looper, Département de psychiatrie, Université McGill, Hôpital général juif, 3755 Chemin de la Côte-Ste-Catherine, Montréal (Québec) H3T 1E2; tél. : 514-340-8222;
téléc. : 514-230-8126; courriel : karl.looper@mcgill.ca
$
93
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
et de la répartition des tâches peut également nuire à la relation parent-enfant6.
L’enfant aura davantage de difficulté à
s’adapter à la situation si le parent malade
manifeste de la détresse psychologique4 et
si son comportement parental en souffre5.
Les rares études effectuées auprès de
familles dont un des parents souffre
d’arthrite ont mis en lumière d’importants
effets négatifs. Ainsi, dans une étude
exploratoire, Grant et collab.7 ont montré
que les parents et les grands-parents
atteints de PR éprouvent des difficultés à
accomplir des tâches fondamentales liées
aux soins des enfants, par exemple soulever un enfant. Katz et collab.8 ont
observé que les femmes atteintes de PR
sont incapables d’exercer certaines activités parentales et, par conséquent, assument moins de fonctions à cet égard.
Backman et collab.9 ont effectué une étude
qualitative de la situation de mères
atteintes d’arthrite et ont conclu que les
conséquences tant positives que négatives
de l’arthrite inflammatoire sur la maternité
étaient considérables. Ils ont remarqué
que l’exercice du rôle maternel fluctuait
en fonction du soutien disponible et de
l’équilibre imprévisible entre fatigue et
énergie9. Par conséquent, la cohésion
familiale s’en trouvait accrue à certains
moments, tandis qu’à d’autres, la famille
éprouvait du regret de ne pouvoir s’adonner à certaines activités9.
Les patients arthritiques ont souvent
l’impression de ne pas fonctionner correctement avec leurs enfants et petitsenfants10. Les auteurs d’une étude ont
signalé que les enfants de patients atteints
de PR avaient davantage de tracas quotidiens, des réseaux de soutien social moins
étendus et plus de problèmes d’ajustement
social que ceux du groupe témoin11. Les
enfants adolescents dont un parent était
atteint de PR ont fait état d’une estime de
soi inférieure à celle de leurs homologues
dont les parents étaient en bonne santé12.
L’essentiel des recherches effectuées dans
ce domaine est constitué de petites études
qualitatives. Celles-ci portent souvent sur
des patients qui sont malades depuis de
nombreuses années. Toutefois, lorsque la
maladie en est à ses premiers stades, les
problèmes parentaux peuvent être différents de ceux qui se posent lorsque
l’arthrite inflammatoire est installée
depuis longtemps. Il convient donc
d’effectuer des recherches examinant le
lien entre le rôle parental et les enfants, la
santé mentale et les effets de la maladie
dès le début de sa trajectoire, de façon à
élaborer des interventions thérapeutiques
visant des facteurs particuliers dans la
phase initiale de la maladie, afin d’améliorer ultérieurement l’état de santé et
l’exercice du rôle parental.
Nous avons donc entrepris cette étude
dans le but d’explorer les associations
entre les variables de la maladie (douleur,
dysfonctionnement physique et activité
de la maladie), la souffrance mentale, les
facteurs parentaux (capacité parentale et
stress parental) et les mesures du comportement des enfants durant les premiers
18 mois après l’apparition de l’arthrite
inflammatoire chez le parent.
Méthodologie
Participants
Deux cent cinquante-sept patients ont été
inscrits dans le McGill Early Arthritis
Registry (McEAR) [registre de McGill des
cas d’arthrite inflammatoire débutante]
entre mars 2006 et mai 2009. Les patients
avaient été dirigés vers le McEAR par
21 rhumatologues travaillant à Montréal
(Québec). Les rhumatologues participants,
qui travaillent tous en cabinet privé ou
dans une clinique de soins ambulatoires,
avaient été invités à recruter tous les
nouveaux patients atteints d’arthrite
inflammatoire débutante (AID) qui satisfaisaient aux critères d’inclusion, c’est-àdire avoir reçu récemment un diagnostic
d’arthrite inflammatoire, caractérisée par
la présence d’une inflammation touchant
au moins une articulation depuis au moins
6 semaines et au plus 18 mois. (On a
évalué la durée de la maladie en demandant au patient « Quand cet épisode de
douleur articulaire a-t-il commencé? » et
« avez-vous déjà connu des épisodes
comparables d’articulations douloureuses
et enflées avant celui-ci? »). Les patients
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
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94
étaient âgés de 18 ans ou plus, parlaient
anglais ou français, et ont accepté de se
prêter à des examens physiques et à
des analyses en laboratoire à intervalles
réguliers, ainsi que de répondre à des
questionnaires visant à consigner leurs
caractéristiques personnelles et à évaluer
l’incapacité, la douleur et les facteurs
psychosociaux reliés à leur maladie. Les
principaux critères d’exclusion étaient des
signes cliniques de lésion articulaire ancienne évoquant un épisode antérieur de
PR, un diagnostic d’affection rhumatismale autre que de PR ou d’arthrite
inflammatoire non différenciée, une limitation fonctionnelle sévère imputable à
une maladie autre que l’arthrite, et toute
affection empêchant de donner un consentement éclairé.
Sur les 257 patients inscrits au McEAR,
80 avaient des enfants âgés de moins
de 18 ans qui vivaient avec eux. Ces
257 patients inscrits au McEAR ont tous
été invités à participer à des études
psychosociales avec visite à domicile
des intervieweurs, et 104 (40,5 %) ont
accepté. Parmi les 104 participants,
29 avaient des enfants âgés de moins de
18 ans qui vivaient avec eux. Ces 29 parents participants ont accepté de prendre
part à l’étude et ont constitué l’échantillon
de celle-ci, ce qui donne un taux de
réponse de 36 % (29 des 80 patients
inscrits au McEAR ayant des enfants de
moins de 18 ans) si l’on considère le
McEAR dans son ensemble, et de 100 %
par rapport à ceux qui avaient accepté de
prendre part à l’étude psychosociale.
Tous les patients inscrits au registre ont
été vus par une des deux infirmières de
l’équipe de recherche, la rencontre ayant
eu lieu au cabinet de leur rhumatologue
traitant, lequel restait responsable de
leurs soins cliniques. (Cet arrangement
visait à rendre plus facile la participation
des patients vivant sur l’ı̂le de Montréal
ou dans ses environs.) Chaque infirmière
avait reçu une formation pour effectuer
un dénombrement complet des articulations douloureuses et enflées. Les infirmières, les médecins et les patients étaient
au courant des évaluations faites par les
autres.
Un intervieweur expérimenté a rencontré
chaque patient à son domicile dans les
10 jours suivant la visite d’inscription à
l’étude; il ignorait la teneur des renseignements sur les patients consignés dans la
base de données du registre principal.
L’intervieweur a obtenu le consentement
des patients avant de procéder à l’entrevue et les a aidés à remplir les questionnaires de l’étude. Les patients recevaient
25 $ pour chaque rencontre avec l’intervieweur. Tous les patients inscrits au
McEAR ont signé un formulaire de consentement éclairé et l’étude a été autorisée
par les comités d’éthique de la recherche
de l’université McGill et de l’Hôpital
général juif.
Mesures des effets de la maladie
Fonctionnement physique
Nous avons mesuré le fonctionnement
physique à l’aide du Medical Outcomes
Study Short-Form 36 (SF-36)13 qui, grâce à
ses bonnes propriétés psychométriques,
est fréquemment utilisé pour évaluer la
qualité de vie liée à la santé. Il se
décompose en huit dimensions : fonctionnement physique, fonctionnement social,
limitations des rôles dues aux problèmes
physiques, limitations des rôles dues aux
problèmes émotionnels, santé mentale,
vitalité, douleurs physiques et perception
de la santé en général. Les scores varient
de 0 (pire) à 100 (meilleur). Les huit
échelles sont combinées en deux mesures
sommaires dont l’une, le score de la
composante physique (SF36-PCS), donne
une estimation globale de la santé physique, mais nous avons plutôt choisi de
mesurer la fonction physique directement
à l’aide du score de la dimension du
fonctionnement physique. Nous avons
mesuré la douleur de manière plus précise
à l’aide du Questionnaire McGill sur la
douleur (QMD)14.
Douleur
La douleur a été évaluée à l’aide de la
forme abrégée du QMD15, qui contient
11 éléments portant sur la dimension
sensorielle de la douleur et quatre autres
concernant sa dimension affective.
Chaque descripteur est classé selon une
échelle d’intensité à quatre degrés (0-3;
aucune à sévère), et les scores totaux
varient de 0 (aucune douleur) à 45
(douleur sévère). Le QMD est fréquemment utilisé et possède de bonnes propriétés psychométriques. Dans cette
étude, nous avons utilisé le score total
associé à la douleur.
Activité de la maladie
Nous avons évalué l’activité de la maladie
à partir du nombre d’articulations enflées
et douloureuses, qui a été déterminé
selon la méthode de l’American College
of Rheumatology16. Nous avons également mesuré la concentration sanguine
d’un réactif de phase aiguë, la protéine
C-réactive (PCR). La combinaison du
nombre d’articulations enflées, du nombre
d’articulations douloureuses, de l’évaluation globale de l’activité de la maladie
chez le patient et de la concentration
sanguine de PCR donne le Disease
Activity Score in 28 joints (DAS28) (score
d’activité de la maladie pour 28 articulations)17-20. Le DAS28, fondé sur 28 articulations constituant un sous-ensemble
des critères de l’American College of
Rheumatology, a été élaboré17 et validé18
pour les patients atteints de PR et est
considéré comme une mesure valide de
l’activité de la maladie18. Les critères de
validation incluent les corrélations avec
un groupe choisi d’autres variables de la
maladie (validité corrélationnelle), avec
l’incapacité physique et l’avis d’un groupe
de rhumatologues cliniciens (validité
de critère respectivement I et II), ainsi
qu’avec l’atteinte des mains et des pieds
évaluée par radiographie (validité de
construit)18. Le DAS28 ne tient pas
compte des articulations de la cheville
et du pied21.
Dans notre étude, nous avons procédé à
l’évaluation globale de l’activité de la
maladie par le patient à l’aide d’une
échelle visuelle analogique à 11 degrés
allant de 0 (meilleur résultat) à 10 (pire
résultat) par rapport à la semaine précédente. Le rhumatologue a coté l’évaluation globale médicale de l’activité de la
maladie effectuée à l’aide d’une échelle
d’évaluation numérique à 11 degrés allant
de 0 (aucune activité arthritique) à 10
(arthrite la plus sévère).
$
95
Mesures psychosociales et mesures des
compétences parentales et du
fonctionnement des enfants
Center for Epidemiologic Studies Depression Mood Scale
Le Center for Epidemiologic Studies –
Depression Mood Scale (CES-D) [Échelle
d’évaluation de l’état dépressif et de
l’humeur du Center for Epidemiologic
Studies] est un questionnaire d’autoévaluation de 20 éléments destiné à mesurer
la dépression dans la population générale22. Le répondant doit indiquer à quelle
fréquence chaque expérience décrite dans
l’élément a été ressentie au cours de la
semaine précédente. Les scores vont de 0 à
60, un score plus élevé indiquant une
dépression plus profonde. Un score de
coupure de 16 est la norme pour repérer
une dépression, mais, dans les maladies
chroniques comme la PR, on préconise
plutôt un score de coupure de 1923,24.
Dans notre étude, nous avons utilisé le
score total (variable continue) pour
mesurer la sévérité des symptômes.
Indice de stress parental
L’Indice de stress parental (ISP) (version
abrégée du questionnaire)25 est un instrument fondé sur l’autodéclaration, constitué de 36 éléments et qui évalue la
détresse parentale. Il est constitué de
trois sous-échelles, Détresse parentale,
Interaction parent-enfant dysfonctionnelle
et Enfant difficile. Chaque élément est
évalué sur une échelle de 1 (« pas du tout
d’accord ») à 5 (« tout à fait d’accord »).
Plus le score est élevé, plus le stress est
grand. Le coefficient a de Cronbach varie
de 0,88 à 0,95 et on a établi la validité
de construit de l’échelle par rapport aux
mesures des problèmes de comportement
des enfants25. Dans cette étude, c’est le
score total qui a été utilisé.
Indice d’incapacité parentale
L’Indice d’incapacité parentale (IIP) a été
élaboré pour mesurer la fonction et
l’incapacité parentales et a été validé
chez les femmes atteintes de PR8. Les
27 éléments de cette échelle sont notés de
0 à 3, 0 signifiant aucune incapacité et
3 indiquant l’incapacité à accomplir les
tâches parentales. L’IIP est le niveau de
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
difficulté moyen mesuré dans les différentes dimensions correspondant à la
cohorte du parent et au groupe d’âge de
l’enfant. Deux scores sommaires ont été
élaborés, celui employé dans cette étude
étant l’IIP modifié (IIPM)8. Cette échelle a
été validée dans une population atteinte
de PR.
Child Behavior Checklist
Les versions adaptées aux enfants âgés de
1,5 à 5 ans et de 6 à 18 ans de la Child
Behavior Checklist (CBCL)26,27 [Liste de
contrôle du comportement des enfants]
ont été utilisées pour évaluer les problèmes de comportement des enfants. Les
parents évaluent le comportement de leurs
enfants au cours des deux derniers mois.
À chaque élément est attribué un score
allant de 0 pour « pas vrai » à 2 pour « très
ou souvent vrai ». Les deux versions
possèdent trois scores à « large bande »
(scores sommaires) portant sur les problèmes d’intériorisation, les problèmes
d’extériorisation et les problèmes totaux.
Les problèmes d’intériorisation mesurés
sont l’anxiété, la dépression et les symptômes somatiques; les problèmes d’extériorisation mesurés sont les problèmes de
conduite, l’hyperactivité et l’agressivité.
La fiabilité de test-retest varie de 0,88 à
0,91 pour les échelles à « large bande », et
la fiabilité interévaluateurs de la CBCL est
de 0,72 pour les problèmes d’intériorisation et de 0,85 pour les problèmes
d’extériorisation26. Nous avons utilisé les
scores d’intériorisation et d’extériorisation
pour les deux groupes d’âge. Pour obtenir
des données comparables, lorsque deux
enfants ou plus vivaient à la maison, les
parents ont été invités à évaluer le
comportement de celui des enfants dont
l’âge se rapprochait le plus de 10 ans.
calculer les associations entre les différentes variables continues de l’étude. Les
données manquantes n’ont pas fait l’objet
d’une imputation et nous n’avons pas
inclus dans nos calculs les cas pour
lesquels manquaient certaines données.
Résultats
L’âge moyen des participants de l’étude
était de près de 42 ans; 20 (69 %) étaient
des femmes et 23 (79 %) vivaient en
couple. Au total, 21 participants (72 %)
avaient un emploi : 14 travaillaient à plein
temps, 3 étaient en congé de maladie,
2 travaillaient à temps partiel et 2 étaient
travailleurs autonomes. Le revenu annuel
total du ménage de plus de la moitié des
participants était supérieur à 60 000 $.
L’échantillon affichait un niveau de
scolarité très élevé, 20 (69 %) participants
ayant un diplôme collégial ou universitaire de premier cycle ou des cycles
supérieurs. Sur nos 29 participants,
15 (52 %) avaient 1 enfant, 10 (35 %)
avaient 2 enfants et 4 (14 %) avaient trois
enfants âgés de moins de 18 ans vivant
à la maison. Chez nos participants, la
durée moyenne de la maladie était de
8,24 mois (écart-type : 3,65). Quatre
participants (14 %) ont obtenu un score
supérieur au point de coupure de 19 au
CES-D (voir tableau 1).
L’âge moyen de l’enfant cible (celui dont
l’âge se rapprochait le plus de 10 ans) était
de 10,6 ans. La proportion de garçons et
de filles était presque également distribuée
dans l’échantillon, et 48 % des enfants
cibles étaient des filles. Trois enfants ont
obtenu des scores supérieurs à la valeur de
coupure clinique de 60 pour l’évaluation
des problèmes d’intériorisation et d’extériorisation avec la CBCL.
Analyse statistique
En raison de la petite taille de l’échantillon
(n = 29), on doit considérer les analyses
de données effectuées dans cette étude
comme de nature exploratoire. Les données ont été analysées à l’aide du logiciel
SPSS version 17 pour Windows (IBM,
Chicago, Illinois, États-Unis). On a eu
recours à des statistiques descriptives
pour résumer les caractéristiques de
départ des patients atteints d’AID. On a
utilisé des corrélations de Pearson pour
Le stress parental (ISP) n’était significativement corrélé qu’au score total
de l’humeur dépressive du CES-D.
L’incapacité parentale autoperçue (IIPM)
était, elle, corrélée, outre à l’humeur
dépressive (CES-D), à toutes les mesures
de la maladie : évaluation médicale
globale de l’activité de la maladie, nombre
d’articulations douloureuses, dysfonctionnement physique (SF-36) et douleur
(QMD). Les problèmes de comportement
d’intériorisation et d’extériorisation des
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
96
enfants perçus par les patients (CBCL,
tous les âges) étaient significativement
corrélés à l’évaluation médicale globale
de l’activité de la maladie. Les symptômes
de dépression des parents n’étaient pas
associés aux problèmes de comportement
de leur enfant. Le tableau 2 indique les
relations entre la santé physique et mentale du parent et les problèmes de rôle
parental et de comportement de l’enfant.
Le stress parental (ISP) était également
significativement corrélé à l’incapacité
parentale (IIPM) et aux problèmes d’intériorisation et d’extériorisation des enfants
(CBCL). L’incapacité parentale autoperçue
(IIPM) était significativement corrélée,
outre au stress parental, aux problèmes
d’extériorisation de l’enfant (CBCL). Le
tableau 3 indique les interrelations entre
les variables du rôle parental et celles du
comportement des enfants.
D’autres variables liées à la maladie, dont
le nombre d’articulations enflées, la concentration de PCR et le score au DAS28,
ne présentaient pas de corrélation significative avec l’une ou l’autre des mesures
du rôle parental ou du comportement des
enfants.
Analyse
Les tâches parentales sont extrêmement
exigeantes sur le plan tant physique
qu’émotionnel28. Compte tenu de la rareté
des articles scientifiques sur la manière
dont les patients atteints d’arthrite chronique qui ont de jeunes enfants gèrent tant
leur maladie que leurs tâches parentales,
nous avons cherché à examiner la relation
entre l’arthrite dans ses premiers stades
(entre 6 semaines et 18 mois) et la détresse
autoévaluée par le patient, son aptitude
à s’acquitter de ses tâches parentales et
sa perception du comportement de son
enfant.
Selon les principales constations de cette
étude, l’arthrite, même dans ses premiers
stades, interfère bel et bien avec le rôle
parental. Nos patients ont souffert d’une
incapacité parentale croissante au fur et à
mesure de l’augmentation de la valeur
des multiples mesures de l’activité de
la maladie, notamment la douleur, le
dysfonctionnement physique, le nombre
TABLEAU 1
Caractéristiques des participants de l’étude (N = 29)
Variable de l’étude
Fréquence n
(%)
Moyenne
(ÉT)
Intervalle de
confiance à
95 %
Caractéristiques des participants
Âge (années)
Femme
41,97 (7,95)
26 à 57
10,60 (5,10)
1,00 à 18,00
20 (69)
En couple
23 (79)
Occupant un emploi
21 (72)
Revenu annuel du ménage
inférieur à 60 000 $
11 (38)
60 000 $ et plus
17 (59)
Niveau de scolarité
Secondaire ou moins
9 (31)
Collège ou plus
20 (69)
Nombre d’enfants
1
15 (52)
2
10 (35)
3
4 (14)
Âge de l’enfant ciblea
Sexe de l’enfant ciblea : fille
13 (48)
Caractéristiques de la maladie
Durée (mois)
Fonctionnement physique SF-36
Douleur totale QMD
Nombre d’articulations enflées
8,24 (3,65)
4,00 à 18,00
60,04 (28,90)
5,00 à 100,00
8,60 (11,17)
0,00 à 45,00
9,19 (9,56)
0,00 à 39,00
Nombre d’articulations douloureuses
16,00 (12,76)
0,00 à 43,00
PCR (mg/L)
22,87 (22,49)
0,30 à 69,00
DAS28
5,30 (1,80)
2,61 à 8,08
Évaluation médicale globale de l’activité de la maladie
3,96 (2,71)
0,00 à 10,00
Variables psychosociales
Humeur dépressive totale CES-D
ISP
IIPM tous les âges
10,03 (10,58)
0,00 à 41,00
63,89 (19,43)
36,00 à 100,00
0,65 (0,61)
0,00 à 1,95
Problèmes d’extériorisation, tous les âges, CBCL
47,96 (8,18)
34,00 à 65,00
Problèmes d’intériorisation, tous les âges, CBCL
50,55 (11,39)
33,00 à 78,00
Abréviations : CBCL, Child Behavior Checklist [Liste de contrôle du comportement des enfants]; CES-D, Center for
Epidemiologic Studies – Depression Mood Scale; DAS28, Disease Activity Score in 28 joints [Score d’activité de la maladie au
niveau de 28 articulations]; ÉT, écart-type; IIPM, Indice d’incapacité parentale modifié; ISP, Indice de stress parental; PCR,
protéine C-réactive; QMD, Questionnaire McGill sur la douleur; SF-36, Medical Outcomes Study Short Form 36.
a
Pour obtenir des données comparables, s’il y avait deux enfants ou plus vivant à la maison, les parents étaient invités à
évaluer le comportement de celui dont l’âge était le plus proche de 10 ans.
d’articulations douloureuses et l’évaluation médicale globale de l’activité de la
maladie. Les patients ont fait état de
difficultés pour, notamment, se pencher,
avoir des activités extérieures ou recevoir
d’autres enfants à la maison. Cette impression de ne pas s’acquitter adéquatement
de ses tâches parentales peut avoir
engendré un sentiment de détresse,
comme semblent l’indiquer l’étroite corrélation observée entre l’incapacité parentale et le stress parental et le fait que ces
deux facteurs soient liés au score obtenu
à l’évaluation de l’humeur dépressive
réalisée avec le questionnaire CES-D.
Ces observations sont en accord avec
les résultats des recherches antérieures
$
97
portant sur des patients atteints de PR à un
stade plus avancé7,8. Dans ces études, on a
observé que de nombreux patients avaient
de la difficulté à s’occuper de leurs enfants
et, en particulier, à accomplir les tâches
nécessitant un effort physique comme
soulever un enfant du sol, ou encore
suivre le rythme de leurs enfants. Ces
difficultés sont souvent reliées à des
problèmes physiques ou psychologiques
tels que l’anxiété, la dépression et la
culpabilité. White et collab.29 ont également constaté que chez les mères souffrant de PR, une plus grande fatigue était un
prédicteur significatif d’une fréquence et
d’une intensité accrues de problèmes
quotidiens dans l’exécution des tâches
parentales et d’une plus grande difficulté
à surveiller les déplacements de leurs
enfants29. Les mères atteintes éprouvaient
plus de difficultés à surveiller leur enfant
si elles étaient plus déprimées et étaient
aux prises avec une exacerbation29. Nos
résultats sont également en accord avec
ceux d’une étude très récente30 portant sur
les répercussions du lupus érythémateux
systémique sur la capacité des mères de
s’occuper de leurs enfants. Les auteurs ont
observé qu’une augmentation de la fatigue
et de l’incapacité fonctionnelle se traduisait par des scores d’IIP plus élevés chez
les mères ayant des enfants âgés de moins
de 18 ans vivant à la maison. La durée
moyenne de la maladie de ces mères était
de 7 ans. Dans notre étude, nous avons
pu déceler une association entre l’incapacité parentale perçue par le patient et les
variables de la maladie dans les huit mois
suivant, en moyenne, la survenue de cette
dernière.
La diminution de l’efficacité du patient
dans l’exécution de ses tâches parentales
et la détresse psychologique concomitante
affectent ses enfants. Les enfants dont les
parents présentaient une maladie plus
active selon l’évaluation médicale étaient
perçus par ces derniers comme présentant
davantage de problèmes comportementaux d’intériorisation et d’extériorisation.
Le stress parental était associé à des
problèmes d’intériorisation et d’extériorisation, tandis que l’incapacité parentale
n’était corrélée qu’avec les problèmes
d’extériorisation. Il est possible que les
enfants que les parents supervisent moins
et dont ils s’occupent moins soient plus
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
TABLEAU 2
Corrélations produit-moment de Pearson (r) entre les variables de l’étude
Statistiques
Mesure de la santé/maladie parentale
Humeur dépressive totale CES-Da
Évaluation médicale globale
de l’activité de la maladie
Nombre d’articulations
douloureuses
Fonctionnement
physique SF-36a
Douleur
totale QMDa
Variables du rôle parentala
Indice de stress parental (ISP)
r
0,565**
0,360
0,039
2 0,149
0,045
p
0,002
0,077
0,874
0,488
0,834
n
Indice d’incapacité parentale (IIPM)
27
25
0,716**
r
p
< 0,001
n
p
Extériorisation
0,113
0,020
p
0,951
15
0,441*
0,074
0,950
23
0,003
2 0,148
0,546
19
0,016
0,035
25
2 0,608**
21
0,017
21
0,363
n
17
0,503*
22
r
0,025
22
Problèmes de comportement des enfants (CBCL)a
Intériorisation
r
0,348
24
0,541*
0,001
24
n
19
0,648**
18
2 0,274
0,218
22
24
0,455*
0,038
21
2 0,020
0,934
19
2 0,092
0,684
22
Abréviations : CBCL, Child Behavior Checklist [Liste de contrôle du comportement des enfants]; CES-D, Center for Epidemiologic Studies – Depression Mood Scale; IIPM, Indice d’incapacité
parentale modifié; ISP, Indice de stress parental; QMD, Questionnaire McGill sur la douleur; SF-36, Medical Outcomes Study Short Form 36; ÉT, écart-type.
a
Ces données sont fondées sur les perceptions des patients.
* Corrélation significative à un niveau de 0,05 (bilatéral).
** Corrélation significative à un niveau de 0,01 (bilatéral).
l’aide de l’échelle CBCL; toutefois ces
derniers, et en particulier les adolescentes,
ont fait état de symptômes d’anxiété et de
dépression et d’un comportement agressif31. Au vu de ces constatations, les
études à venir devraient porter sur les
susceptibles de désobéir et d’être agressifs.
Dans une étude réalisée par Welch et
collab.31, les parents qui avaient reçu
depuis peu un diagnostic de cancer n’ont
pas décelé de problèmes affectifs ou
comportementaux chez leurs enfants à
TABLEAU 3
Corrélations produit-moment de Pearson (r) entre les variables du rôle parental et celles du
comportement des enfants
Statistiques
ISP
IIPM
Problèmes de comportement des enfants (CBCL)
–intériorisation
Variables des
compétences
parentales
Variables du comportement des enfants
ISP
IIPM
CBCL – intériorisation
CBCL – extériorisation
r
—
0,441*
0,537**
0,572**
0,003
p
—
0,031
0,010
n
—
24
22
25
r
—
—
0,232
0,486*
p
—
—
0,325
0,022
n
—
—
20
22
r
—
—
—
0,759**
p
—
—
—
0,000
n
—
—
—
22
Abréviations : CBCL, Child Behavior Checklist; IIPM, Indice d’incapacité parentale modifié; ISP, Indice de stress parental.
* Corrélation significative à un niveau de 0,05 (bilatéral).
** Corrélation significative à un niveau de 0,01 (bilatéral).
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
98
autodéclarations non seulement des parents, mais aussi des enfants, afin de
permettre de brosser un portrait plus
complet de la détresse des enfants face à
la maladie chronique d’un parent.
Le fait que ce soit l’évaluation médicale
globale de l’activité de la maladie, et non
pas les mesures du fonctionnement, de la
douleur ou du nombre d’articulations
atteintes, qui soit associée aux perceptions
par les parents de comportements d’intériorisation et d’extériorisation de leurs
enfants pourrait indiquer que la détresse
du patient face à ses responsabilités
parentales influe dans une certaine
mesure sur l’évaluation médicale globale.
Les rhumatologues pourraient être invités
à adresser leur patient à des professionnels de la santé dans des domaines
connexes pour obtenir au besoin une
évaluation complémentaire.
Limites
Notre étude a été limitée par la faible taille
de son échantillon (n = 29). Seuls 30 %
des participants inscrits au registre McEAR
avaient des enfants âgés de moins de
18 ans vivant à la maison. Notre étude
portant sur les compétences parentales,
nous étions nécessairement limités aux
patients ayant des enfants vivant avec
eux à la maison. Nous ne disposions donc
pas d’une puissance suffisante pour
déceler des associations significatives
entre les variables de l’étude. Par exemple,
il n’a pas été possible d’explorer les
différences sur le plan de l’emploi ou
d’autres responsabilités non professionnelles qui pourraient avoir eu une influence sur le stress parental et l’humeur.
Néanmoins, nous avons pu mettre en
évidence des relations significatives entre
l’humeur du parent et la manière dont il
assume son rôle parental, ainsi qu’entre
l’activité de la maladie et le comportement
parental.
Comme il s’agissait d’une étude transversale, il n’a pas été possible d’estimer la
relation de cause à effet dans les associations
observées. Il faudrait effectuer des études
longitudinales pour évaluer comment la
progression de la maladie peut influer sur
la relation parent-enfant et sur les enfants.
Toutefois, d’après les recherches antérieures
selon lesquelles, d’une part, l’incapacité
d’accomplir les tâches quotidiennes auxquelles on accorde de l’importance est
un puissant prédicteur de l’apparition subséquente de symptômes dépressifs, et
d’autre part les symptômes dépressifs conduisent à une diminution du fonctionnement parental32, nous pensons que
l’incapacité à accomplir ses tâches parentales pourrait être associée à une détresse
psychologique, laquelle aurait des répercussions négatives sur les enfants.
Une troisième limite de notre étude est le
recours à l’autodéclaration par les parents
de leurs symptômes psychologiques et
physiques et des effets sur les enfants, ce
qui pourrait engendrer une variance due à
une méthode commune. Les recherches
futures devraient suivre les familles de
manière longitudinale afin de voir comment la progression de la maladie ou sa
régression après un traitement influe sur
la relation parent-enfant et sur les enfants.
De plus, il serait utile d’obtenir de
l’information auprès des enfants euxmêmes et de demander des évaluations
indépendantes faites par des enseignants
ou d’autres informateurs au fait de la
situation.
Enfin, d’après des études récentes,
l’échelle DAS28 pourrait sous-estimer
l’activité de la maladie chez certains
patients atteints de PR dont la maladie
s’est déclarée principalement dans les
articulations du pied, et plus particulièrement durant les deux premières années de
la maladie21.
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Conclusion
Notre étude a mis en évidence une
incapacité potentielle des parents à prodiguer à leurs enfants des soins de qualité en
raison de la douleur causée par l’arthrite,
du dysfonctionnement physique et de
l’activité de cette maladie. La déficience
physique autoperçue était associée à une
détresse psychologique chez les parents
et à la perception de problèmes de
comportement chez leur enfant, ce qui
met en lumière l’interdépendance et la
complexité des relations entre la santé
physique et psychologique du parent
et les interactions parent-enfant. Une
approche pluridisciplinaire des soins pour
les parents atteints d’arthrite s’impose. Il
est important de prendre en charge non
seulement les symptômes physiques de
l’arthrite, mais aussi la détresse affective
découlant de la douleur et de la déficience
fonctionnelle associées à la maladie.
Backman et collab.9 ont proposé quelques
stratégies susceptibles d’aider les parents
atteints d’arthrite à accomplir leurs tâches
parentales, comme une réduction des
attentes, des approches souples ou alternatives dans l’accomplissement des tâches
parentales, des interventions de santé
publique et la formulation de conseils
crédibles fondés sur l’expérience de parents vivant avec l’arthrite9. Il pourrait
également être salutaire de reformuler et
d’expliquer les comportements liés à cette
maladie aux enfants33 et d’encourager ces
derniers à faire preuve de maturité dans
leur comportement34.
Remerciements
Cette étude a été financée par la subvention 8455 du Fonds de la recherche en
santé du Québec.
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99
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Surveillance populationnelle de l’asthme chez les travailleurs de
Colombie-Britannique (Canada)
M. Koehoorn, Ph. D. (1); L. Tamburic, B. Sc. (2); C. B. McLeod, Ph. D. (2); P. A. Demers, Ph. D. (3); L. Lynd, Ph. D. (4);
S. M. Kennedy, Ph. D. (1)
Cet article a fait l’objet d’une évaluation par les pairs.
Résumé
Introduction : Des bases de données populationnelles sur la santé ont été utilisées pour
la surveillance de l’asthme chez les travailleurs de la Colombie-Britannique pour la
période 1999-2003. L’objectif était d’identifier des groupes à haut risque afin d’offrir des
pistes pour des études complémentaires et l’élaboration de mesures d’éducation et de
prévention ayant trait à l’asthme.
Méthodologie : Nous avons identifié des travailleurs à l’aide de codes de cotisation à un
régime d’assurance maladie payée par l’employeur dans le registre médical de la
Colombie-Britannique, puis couplé pour chaque travailleur les données sur ses
consultations chez le médecin, sur ses hospitalisations, sur ses indemnités pour
accident du travail et sur ses ordonnances; les cas d’asthme ont été définis par la
présence d’un diagnostic d’asthme (Classification internationale des maladies [CIM]-9493) dans ces dossiers médicaux. Les travailleurs ont été assignés à un groupe
d’exposition « à risque » ou non en fonction de leur secteur d’emploi.
Résultats : Chez les hommes, on a observé des taux d’asthme significativement plus
élevés dans les secteurs Services publics, Transport/Entreposage, Fabrication de
produits en bois et de papier (Scieries), Soins de santé et assistance sociale et
Enseignement. Chez les femmes, on a observé des taux d’asthme significativement
supérieurs dans les secteurs Services de gestion des déchets et d’assainissement et Soins
de santé et assistance sociale.
Conclusion : Les données ont confirmé une forte prévalence d’asthme « actif » chez les
travailleurs de Colombie-Britannique et, plus particulièrement, des taux plus élevés chez
les femmes que chez les hommes, ainsi que dans les secteurs d’emploi associés à la
présence d’irritants respiratoires reconnus tels que la poussière et les substances
chimiques.
Mots-clés :surveillance populationnelle, maladies professionnelles, asthme, ColombieBritannique
Introduction
L’exposition à des risques professionnels
représente une part importante du fardeau
national et mondial de la maladie, qui
pourrait être considérablement allégé par
la reconnaissance, l’évaluation et la
maı̂trise de ces risques. L’asthme lié au
travail est considéré comme la maladie
respiratoire d’origine professionnelle la
plus répandue dans les pays industrialisés1. Les diverses substances auxquelles
peuvent être exposés les travailleurs, que
ce soit les poussières organiques et inorganiques ou des agents biologiques tels
que la farine et les céréales, les végétaux,
la fourrure, les plumes, les champignons
et différents types de bois, représentent
des facteurs de risque importants tant
pour l’apparition de l’asthme que pour
son aggravation chez l’adulte2,3. Dans sa
recension de la littérature portant principalement sur des études réalisées dans les
pays industrialisés, l’American Thoracic
Society4 estime qu’environ 15 % des cas
d’asthme sont attribuables à une exposition professionnelle, mais d’autres auteurs
estiment que ce pourcentage est plutôt de
29 % voire de 36,5 %5,6. Les statistiques
sur les indemnisations des travailleurs ne
rendent souvent pas compte d’un tel
niveau de risque dans la population7.
L’utilisation à des fins de surveillance
des données sur les réclamations acceptées d’indemnisation des travailleurs comporte certaines limites, dont l’incapacité
des systèmes de données à évaluer avec
certitude le nombre de cas de maladie à
cause de la sous-déclaration8, la nonreconnaissance du lien entre certaines
expositions et leurs effets sur la santé, ou
l’existence d’associations émergentes et
pas encore reconnues, du fait de l’absence
de collecte systématique de données.
Le National Institute for Occupational
Safety and Health (NIOSH) des États-Unis
a souligné la nécessité d’améliorer les
méthodes de recherche en matière de
surveillance9-11. Le NIOSH recommande
tout particulièrement l’utilisation de
sources de données couplées, comme les
Rattachement des auteurs :
1.
2.
3.
4.
School of Population and Public Health, University of British Columbia, Vancouver (Colombie-Britannique), Canada
Centre for Health Services and Policy Research, University of British Columbia, Vancouver (Colombie-Britannique), Canada
Centre de recherche sur le cancer professionnel, Action Cancer Ontario, Toronto (Ontario), Canada
Pharmaceutical Sciences, University of British Columbia, Vancouver (Colombie-Britannique), Canada
Correspondance : Mieke Koehoorn, School of Population and Public Health, University of British Columbia, 2206 East Mall 1st Floor Vancouver (Colombie-Britannique) V6T 1Z3;
tél. : 604-822-5756; téléc. : 604-822-4994; courriel : mieke.koehoorn@ubc.ca
$
101
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
données de nature administrative et médicale, pour repérer certaines populations
susceptibles d’être moins bien caractérisées dans les systèmes de surveillance
existants. Nous avons analysé de nombreuses bases de données administratives
sur la santé afin de procéder à une
surveillance populationnelle des taux
d’asthme par secteur d’emploi chez les
travailleurs de la province canadienne de
la Colombie-Britannique. Nous avons également analysé la validité apparente de
cette approche de surveillance en examinant les taux d’asthme dans les groupes à
haut risque à l’aide d’une matrice d’exposition2. Notre hypothèse est que le taux
serait plus élevé chez les travailleurs des
secteurs où sont présents des allergènes
présumés ou avérés tels que la poussière
de bois (par exemple l’industrie du bois et
de fabrication de papier), les moisissures
ou les endotoxines (par exemple les
écoles) et le latex/glutaraldéhyde ou les
agents nettoyants industriels (par exemple
les services de soins de santé)2,12,13.
individus âgés de 15 à 64 ans qui, au
moment de leur admission dans l’étude,
avaient été inscrits (c.-à-d. qui avaient
résidé dans la province) sans interruption
pendant au moins trois ans. Ont été
exclues de la population à l’étude les
personnes dont le sexe n’était pas précisé
ou qui avaient reçu un diagnostic de
maladie pulmonaire obstructive chronique (codes 491, 492 et 496 de la
Classification internationale des maladies,
version 9 [CIM-9]), compte tenu du risque
de chevauchement entre les diagnostics
d’asthme et de maladie pulmonaire
obstructive chronique chez les aı̂nés.
Parmi les résidents inscrits sans interruption, nous avons recensé les travailleurs
ayant fait usage dans le registre de
données sur la santé d’un code de cotisation à un régime d’assurance maladie
payée par l’employeur. La population à
l’étude étant dynamique, les individus
pouvaient être admis à tout moment
entre 1999 et 2003, dans la mesure où ils
satisfaisaient aux critères d’inclusion.
Nous avons pu consulter des bases de
données sur la recherche sur les services
de santé et la santé des populations, par
l’intermédiaire de Population Data BC14.
Cette ressource regroupe des données
longitudinales individuelles et anonymisées sur la santé de quatre millions et demi
de résidents de Colombie-Britannique provenant de multiples sources. Le couplage
de plusieurs bases de données administratives sur la santé constitue une
approche novatrice de la surveillance de
la santé au travail allant au-delà des
statistiques sur les indemnisations des
travailleurs. En tant qu’outils de surveillance, ces bases de données peuvent
apporter des éléments de preuve sur
l’existence d’une relation entre exposition
et état de santé, offrant des pistes pour la
réalisation d’études plus poussées auprès
des groupes à haut risque, pour la
reconnaissance de maladies liées au travail et pour l’élaboration de mesures
d’éducation et de prévention.
Groupes d’exposition
On a utilisé les codes de cotisation à un
régime d’assurance maladie payée par
l’employeur pour classer chaque participant dans un secteur d’emploi normalisé
(code du SCIAN ou Système de classification des industries de l’Amérique du
Nord15). Pour répertorier les secteurs
comportant une exposition à des allergènes présumés ou avérés, définis ici
comme étant des secteurs à risque ou à
haut risque, nous avons utilisé une
matrice
d’exposition
professionnelle
propre à l’asthme2 élaborée antérieurement pour des études de population.
Toutes les concordances entre la matrice
et l’échantillon de notre étude ont été
analysées par des chercheurs (MK, PD)
possédant une expertise en matière
d’asthme professionnel et de santé au
travail, et connaissant bien les secteurs
d’activité de la Colombie-Britannique et
leurs caractéristiques d’exposition.
Méthodologie
Sources des données sur la santé
Population à l’étude
Les données médicales concernant les
consultations chez le médecin et les
hospitalisations, les demandes d’indemnisation pour accident du travail et les
À partir du registre provincial de données
sur la santé, nous avons répertorié les
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
102
ordonnances exécutées pour l’ensemble
de la population de la ColombieBritannique ont été mises à la disposition
des chercheurs – dont le projet a été
approuvé par le ministère de la Santé,
WorkSafeBC et PharmaNet – par l’intermédiaire de Population Data BC. Les
données ont été couplées pour chaque
individu, mais les dossiers fournis aux
chercheurs n’indiquaient aucun identifiant personnel. L’utilisation des données
pour ce projet était assujettie à des
ententes de consultation des données
et de confidentialité conclues entre les
gestionnaires des données et les chercheurs, et à l’autorisation accordée par le
comité d’éthique de la recherche comportementale de l’Université de la ColombieBritannique (autorisation no B05-0664).
Compte tenu du caractère universel du
système de soins de santé en ce qui
concerne les consultations médicales et
les hospitalisations, compte tenu également du fait que plus de 93 % des
membres de la population active sont
couverts par un régime d’indemnisation
des travailleurs et compte tenu enfin de
la couverture provinciale de la base de
données sur les ordonnances (toutes les
ordonnances exécutées dans les pharmacies de la Colombie-Britannique), on
considère que les données médicales sont
exhaustives pour les résidents de la
province. Le suivi de l’évolution de
l’asthme a été limité aux années de la
période à l’étude, en lien avec la disponibilité des dossiers médicaux pour l’ensemble des sources de données et celle des
codes indiquant le secteur d’emploi dans
le registre provincial de santé.
Définition de cas
On a utilisé le code 493 de la CIM-9 pour
identifier l’asthme diagnostiqué par un
médecin. Un travailleur répondait à la
définition de cas s’il avait eu une hospitalisation liée à ce diagnostic, deux consultations médicales liées à ce diagnostic
à l’intérieur d’une période de 12 mois,
une demande d’indemnisation liée à ce
diagnostic ou deux ordonnances pour
n’importe quel médicament en lien avec
l’asthme et confirmées par au moins une
consultation médicale liée à ce diagnostic
sur une période de 12 mois7. Si les deux
consultations ou les deux ordonnances
chevauchaient deux années civiles,
l’année de la première consultation ou de
la première ordonnance a été attribuée
au cas d’asthme. Les médicaments en lien
avec l’asthme ont été répertoriés par le
pharmacien membre de l’équipe de
recherche (LL) et ont été extraits grâce à
leur numéro d’identification de médicament (liste disponible sur demande).
Dans le cadre de cette surveillance, nous
nous sommes intéressés aux cas d’asthme
« actif » dans la population de travailleurs
de l’étude durant chaque année de la
période de suivi. Il est important de se
concentrer sur l’asthme actif, car tant
l’apparition de l’asthme (cas incidents
durant le suivi) que l’aggravation de
l’asthme existant (cas prévalents nécessitant des soins de santé durant le suivi)
sont en Colombie-Britannique des affections indemnisables associées à l’exposition professionnelle. Les individus qui
répondaient à la définition de cas avant
leur admission dans l’étude ont été considérés comme des cas prévalents. Les
individus qui ont répondu à la définition
de cas pendant la période de suivi de
l’étude (c.-à-d. qui n’avaient pas été
asthmatiques au cours des trois ans
précédant leur admission dans l’étude)
ont été considérés comme des cas incidents. Les cas incidents ont été considérés
comme des cas d’asthme actif dans
l’année où ils sont devenus des cas
incidents et durant chaque année ultérieure où le patient a eu un contact avec
un professionnel de la santé en lien avec
son asthme. Les cas prévalents ont été
considérés comme des cas d’asthme actif
durant chaque année où le patient a eu
un contact avec un professionnel de la
santé en lien avec son asthme. L’asthme
actif a été défini par l’existence d’un
contact avec le système de soins de santé
(consultation médicale, hospitalisation,
ordonnance ou demande d’indemnisation)
au moins une fois par an.
Analyse statistique
Nous avons calculé les taux d’asthme
actif par année de suivi à l’aide du logiciel
Stata, version 10.1 (StataCorp, College
Station, Texas, États-Unis). Nous avons
comparé les taux normalisés selon l’âge
et le sexe, et leurs intervalles de confiance
à 95 %, entre les différents secteurs
d’emploi et également entre les secteurs
à haut risque et ceux à faible risque.
Résultats
Population à l’étude
Au total, 2,7 millions de résidents en âge
de travailler ont été inscrits sans interruption aux services de santé durant la période
de l’étude, entre 1999 et 2003 (« population
inscrite »). Moins de 0,3 % d’entre eux ont
été exclus pour cause d’absence de données
sur le sexe (n = 4 001) ou pour diagnostic
de maladie pulmonaire obstructive chronique (n = 3 456). On a réussi à déterminer
le secteur d’emploi de 908 896 travailleurs
à l’aide de codes de cotisation à un régime
d’assurance maladie payée par l’employeur. Ces travailleurs représentaient 33 %
de la population inscrite, mais 60 % de
la population active en ColombieBritannique16. Cette méthode de recensement d’une cohorte active représentative
de la population à l’aide des codes de
cotisation à un régime d’assurance maladie payée par l’employeur a pour conséquence une sous-représentation des
travailleurs autonomes, des petites entreprises (c.-à-d. de moins de cinq employés)
et des femmes, car ces groupes affichent
des taux plus faibles de cotisation à un
régime d’assurance maladie payée par
l’employeur.
En 2003, les femmes représentaient 42,8 %
de la population active incluse dans
l’étude, 47,2 % de la main-d’œuvre totale
de la Colombie-Britannique17 et 50,6 %
de la population inscrite. L’âge moyen
de la population active étudiée était de
42,1 ans, alors qu’il était de 40,7 ans pour
l’ensemble des travailleurs de la province18 et de 39,4 ans pour la population
inscrite.
La population active étudiée travaillait
dans 843 secteurs d’emploi différents.
Les hommes se retrouvaient principalement dans les secteurs Fabrication de
produits en bois et de papier (14,8 % en
1999 et 13,4 % en 2003), Administration
publique (11,7 % et 11,0 %) et Transport/
Entreposage (8,2 % et 7,7 %). Les femmes
étaient surtout présentes dans les secteurs
Soins de santé et assistance sociale (22,8
$
103
% et 23,3 %) et Enseignement (14,9 % et
14,8 %). Ces chiffres sont comparables à
la répartition entre les principaux secteurs
d’emploi selon le sexe pour l’ensemble
de la population active de la province, à
l’exception des secteurs Entrepreneurs
spécialisés pour les deux sexes, Construction pour les hommes et Hébergement
et services de restauration pour les
femmes19.
Taux d’asthme actif
Globalement, nous avons recensé au total
41 966 cas d’asthme, dont 30 080 étaient
des cas prévalents au moment de leur
admission dans l’étude (soit un taux de
prévalence de 33,1 cas pour 1 000 travailleurs) et 11 886 ont été inclus au cours de
la période de suivi (soit un taux d’incidence
cumulative de 13,1 cas pour 1 000 travailleurs). La majorité des cas d’asthme a
été repérée par une consultation médicale
(20,8 %) ou par une ordonnance associée
à une consultation médicale (55,2 %).
Seuls 302 cas (0,7 %) ont été repérés par
une demande d’indemnisation pour accident du travail.
Les taux d’asthme actif pour les années
1999 à 2003 (tableau 1) variaient de 22,3 à
26,2 cas pour 1 000 travailleurs et de 33,7
à 40,6 cas pour 1 000 travailleuses. Une
légère augmentation annuelle a été observée entre 1999 et 2003. Les taux d’asthme
actif normalisés selon l’âge par secteur
d’emploi sont présentés pour l’année
2003 seulement, car les résultats pour la
période 1999-2002 étaient très similaires
(tableau 2). Chez les hommes, le taux
d’asthme actif était significativement plus
élevé que le taux général dans la population active pour les travailleurs des secteurs Fabrication de produits en bois et de
papier (y compris Scieries), Soins de santé
et assistance sociale et Enseignement. On
a également observé des taux supérieurs
(même si l’intervalle de confiance [IC] à
95 % incluait le taux global pour la
population active) chez les travailleurs
de sexe masculin dans les secteurs
Services publics, Transport/Entreposage,
Enseignement, Extraction minière et
extraction de pétrole et de gaz, Finance
et assurances et Administration publique.
Chez les femmes, le taux d’asthme actif
était significativement plus élevé dans les
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
TABLEAU 1
Taux d’asthme actifa pour 1 000 travailleurs, Colombie-Britannique (Canada), 1999-2003
Hommes
1999
Taux (IC à 95 %)
2000
Taux (IC à 95 %)
2001
Taux (IC à 95 %)
2002
Taux (IC à 95 %)
2003
Taux (IC à 95 %)
22,3 (21,8 à 22,7)
23,7 (23,2 à 24,1)
25,0 (24,5 à 25,5)
25,5 (25,0 à 25,9)
26,2 (25,7 à 26,7)
Secteur à risque élevé
25,2 (24,1 à 26,3)
27,1 (25,9 à 28,2)
27,8 (26,7 à 29,0)
28,5 (27,3 à 29,6)
28,6 (27,4 à 29,8)
Secteur à faible risque
21,5 (20,9 à 22,0)
22,8 (22,3 à 23,3)
24,3 (23,8 à 24,9)
24,8 (24,2 à 25,3)
25,6 (25,0 à 26,2)
33,7 (33,0 à 34,4)
36,1 (35,4 à 36,8)
37,4 (36,7 à 38,1)
38,2 (37,5 à 38,9)
40,6 (39,9 à 41,3)
Femmes
Secteur à risque élevé
35,2 (33,7 à 36,6)
36,0 (34,5 à 37,5)
38,0 (36,5 à 39,4)
38,2 (36,8 à 39,7)
41,6 (40,1 à 43,0)
Secteur à faible risque
33,3 (32,5 à 34,1)
36,1 (35,3 à 36,9)
37,3 (36,5 à 38,1)
38,2 (37,4 à 39,0)
40,2 (39,4 à 41,0)
Abréviations : IC, intervalle de confiance.
a
L’asthme actif est défini par une consultation médicale, une hospitalisation, une demande d’indemnisation pour accident du travail ou une ordonnance liée à l’asthme. La définition inclut les
cas incidents et les cas prévalents qui ont eu au moins un contact de ce type avec le système de soins de santé durant l’année de suivi.
secteurs Services de gestion des déchets
et d’assainissement et Soins de santé et
assistance sociale (incluant les hôpitaux
généraux et les établissements de soins
infirmiers). On a également observé des
taux supérieurs (l’IC à 95 % incluant là
aussi le taux global dans la population
active) chez les femmes travaillant dans
les secteurs Administration publique,
Industrie de l’information et industrie
culturelle et Enseignement.
Entre 1999 et 2003, les taux d’asthme actif
chez les hommes travaillant dans les
secteurs « à risque » ont varié entre 25,2
et 28,6 cas pour 1 000 travailleurs et sont
demeurés supérieurs aux valeurs observées dans les secteurs « à faible risque ».
Chez les femmes travaillant dans les
secteurs à haut risque, les taux ont varié
entre 35,2 et 41,6 cas pour 1 000 travailleurs. Bien que chez les femmes les taux
aient été en général un peu plus élevés
dans les secteurs à haut risque que dans
ceux à faible risque, les différences n’étaient
toutefois pas aussi constantes ni aussi
marquées que celles observées chez les
hommes.
Analyse
L’objectif de cette étude était d’examiner
la pertinence de l’utilisation de données
médicales couplées pour la surveillance
populationnelle de l’asthme chez les
travailleurs et d’analyser les secteurs
d’emploi à risque pour mettre en place
une surveillance en continu et élaborer
des mesures de prévention. Pour ce faire,
nous avons estimé le taux d’asthme actif
dans un échantillon de travailleurs repré-
sentatif de la population par secteur
d’emploi et dans les groupes de secteurs
d’emploi présentant un risque élevé
d’exposition à des allergènes présumés
ou avérés.
L’utilisation de notre mesure de l’asthme
actif pour la surveillance de la maladie liée
au travail ne permet pas de faire des
comparaisons avec les nombreuses autres
études s’appuyant sur des mesures plus
conventionnelles de l’incidence et de
la prévalence de l’asthme pour obtenir
des estimations dans la population.
Néanmoins, notre taux annuel global
d’asthme actif d’environ 30 cas pour
1 000 travailleurs est comparable au taux
global de 3 % (soit 30 cas pour 1 000)
d’asthme actif (défini par la survenue
d’une crise d’asthme au cours de l’année
précédente) observé dans l’enquête
European Community Respiratory Health
Survey (ECRHS)20. Notre définition de
l’asthme actif pour cette étude inclut les
cas incidents et prévalents nécessitant des
soins de santé, et nous nous attendions à
ce que nos estimations se situent dans
l’intervalle des valeurs obtenues dans les
études antérieures sur la prévalence et
l’incidence. De fait, le taux d’incidence de
l’asthme de 3 % (soit 30 cas pour 1 000
travailleurs) dans les professions à haut
risque ou exposées obtenu dans l’étude
ECRHS II21 se situe bien dans l’intervalle
des valeurs obtenues dans notre étude
chez les travailleurs et les travailleuses des
groupes à haut risque. Les estimations de
la prévalence de l’asthme lié au travail
effectuées à partir de données administratives portant sur un échantillon de la
population active de la province cana-
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
104
dienne du Manitoba ont mis en évidence
des taux allant jusqu’à 48 cas pour 1 000
travailleurs dans certains groupes professionnels12, des chiffres proches de nos
estimations les plus élevées, observées
chez les femmes appartenant aux groupes
à haut risque. Les divergences entre nos
observations et les résultats d’études précédentes pourraient être attribuées à des
différences dans la définition de cas, ainsi
qu’au fait que notre comparaison reposait
sur la mesure d’un taux annuel d’asthme
actif et sur la détermination du risque
d’exposition par secteur d’emploi plutôt
que par profession. Dans une étude sur
l’apparition récente de l’asthme chez
l’adulte effectuée sur un échantillon de
travailleurs de la province de l’Alberta,
l’on a observé un taux d’incidence de 1,6 %
(soit 16 cas pour 1 000)13 sur une période
de suivi de 10 ans. Ce chiffre, plus élevé
que notre estimation du taux d’incidence
cumulatif de 13 cas pour 1 000 travailleurs, est probablement dû aux différences
dans la définition de cas (une consultation
médicale due à l’asthme était nécessaire
dans l’étude albertaine). Globalement,
notre système de surveillance a bien
produit des estimations se situant dans la
fourchette des valeurs obtenues dans
d’autres études, et ce, malgré les différences sur le plan des méthodes, des
définitions de cas et des caractéristiques
de la main-d’œuvre.
Un taux d’asthme plus élevé chez les
travailleuses que chez les travailleurs a
également été observé dans l’étude de
surveillance effectuée en Alberta13, ainsi
que dans des enquêtes nationales sur la
santé traitant de l’asthme rapporté22 et
TABLEAU 2
Taux d’asthme actifa corrigés selon l’âge pour 1 000 travailleurs, Colombie-Britannique (Canada), 2003
b
Secteur, sous-secteur
Hommes
Taux (IC à 95 %)
Taux global
26,5 (26,0, 27,0)
b
Secteur, sous-secteur
Femmes
Taux (IC à 95 %)
Taux global
40,6 (39,9 à 41,3)
47,3 (40,8 à 53,8)
Services publics
31,9 (26,3 à 37,6)
Services de gestion des déchets et d’assainissement
Transport et entreposage
30,2 (26,0 à 34,4)
Soins de santé et assistance sociale
Fabrication de produits en bois et de papier
30,2 (28,7 à 31,7)
Scieries
45,6 (43,7 à 47,4)
Établissements de soins infirmiers
47,0 (40,8 à 53,3)
30,8 (28,5 à 33,2)
Hôpitaux généraux
42,9 (40,9 à 45,0)
29,8 (26,8 à 32,8)
Hôpitaux spécialisés
41,6 (36,8 à 46,4)
Hôpitaux généraux
27,8 (24,0 à 31,7)
Administration publique
Services d’enseignement
28,1 (26,0 à 30,1)
Soins de santé et assistance sociale
Écoles
Universités
42,7 (40,3 à 45,0)
Administration publique municipale
43,2 (38,2 à 48,1)
29,6 (27,0 à 32,3)
Industrie de l’information et industrie culturelle
41,6 (37,9 à 45,2)
26,2 (21,8 à 30,5)
Services d’enseignement
41,5 (39,5 à 43,5)
Extraction minière et extraction de pétrole et de gaz
27,9 (22,8 à 33,0)
Collèges
44,5 (38,5 à 50,5)
Finance et assurances
27,3 (24,6 à 30,0)
Universités
41,7 (36,6 à 46,8)
Administration publique
Administration publique municipale
26,9 (25,2 à 28,7)
Écoles
41,5 (39,1 à 43,8)
26,7 (24,0 à 29,5)
Extraction minière et extraction de pétrole et de gaz
26,2 (23,9 à 28,6)
Services publics
40,2 (28,9 à 51,6)
26,0 (23,9 à 28,6)
Services professionnels, scientifiques et techniques
39,3 (35,5 à 43,1)
26,0 (24,1 à 28,0)
Finance et assurances
38,0 (35,7 à 40,2)
Services immobiliers
26,0 (21,0 à 31,1)
Arts, spectacles et loisirs
37,7 (30,8 à 44,7)
Services de gestion des déchets et d’assainissement
25,9 (21,6 à 30,3)
Commerce de détail (Général)
37,1 (32,0 à 42,2)
Industrie de l’information et industrie culturelle
Télécommunications
Transport
40,6 (23,1 à 58,1)
Hébergement et services de restauration
25,3 (22,0 à 28,6)
Hébergement et services de restauration
36,7 (33,0 à 40,3)
Commerce de gros
24,7 (22,8 à 26,6)
Commerce de gros
36,5 (32,5 à 40,5)
Commerce de détail (aliments et marchandises)
24,5 (22,7 à 26,3)
Commerce de détail (aliments et marchandises)
36,4 (33,6 à 39,2)
Métaux, Machines
24,5 (22,5 à 26,4)
Services immobiliers
34,7 (27,6 à 41,9)
Fabrication (aliments et textiles)
23,9 (20,7 à 27,1)
Fabrication de produits en bois et de papier
33,8 (29,7 à 37,8)
Services professionnels, scientifiques et techniques
23,7 (21,5 à 26,0)
Entreposage
33,8 (27,1 à 40,4)
27,8 (22,7 à 32,8)
Transport
33,6 (29,8 à 37,4)
Arts, spectacles et loisirs
Conception de systèmes informatiques
23,1 (18,4 à 27,8)
Construction
32,6 (24,4 à 40,7)
Agriculture, Foresterie
22,8 (19,4 à 26,1)
Métaux, Machines
30,9 (26,1 à 35,7)
Construction
22,6 (20,4 à 24,9)
Fabrication (aliments et textiles)
30,7 (25,7 à 35,8)
Commerce de détail (Général)
21,7 (17,2 à 26,2)
Gestion
30,5 (16,9 à 44,1)
Gestion
20,7 (10,8 à 30,7)
Agriculture, Foresterie
25,1 (16,4 à 33,8)
Abréviation : IC, intervalle de confiance.
Remarque : Les zones ombrées correspondent à un taux supérieur au taux global dans la population de travailleurs, les caractères gras à un IC à 95% incluant pas le taux global.
a
L’asthme actif est défini par une consultation médicale, une hospitalisation, une demande d’indemnisation pour accident du travail ou une ordonnance liée à l’asthme. La définition inclut les
cas incidents et les cas prévalents qui ont eu au moins un contact de ce type avec le système de soins de santé en 2003.
b
Codes du Système de classification des industries de l’Amérique du Nord (SCIAN)15 incluant les sous-secteurs lorsque la taille de l’échantillon le permet.
dans les résultats observés dans d’autres
pays5. Dans l’étude réalisée en Alberta,
qui s’appuyait sur une méthodologie
semblable à la nôtre et basée sur des
dossiers de santé pour la confirmation des
cas au sein d’une population de travailleurs, le taux d’incidence de l’asthme
adulte était deux fois plus élevé chez les
femmes que chez les hommes13, ce qui
rejoint nos observations. Encore une fois,
si les taux plus élevés obtenus dans l’étude
albertaine peuvent s’expliquer par la
définition des cas d’asthme actif dans
l’année de suivi, la différence de taux
entre femmes et hommes demeure en
accord avec nos résultats. Les raisons liées
à la profession pouvant expliquer la
différence entre les sexes dans une population de travailleurs sont notamment
que les femmes sont plus nombreuses
à avoir des emplois à haut risque (par
exemple en enseignement ou en soins de
$
105
santé)17 ou des emplois à haut risque où
l’exposition n’est pas manifeste ou ne se
prête pas au port d’un équipement de
protection individuelle, ce qui se traduit
par des symptômes d’asthme actif plus
prononcés et par une sollicitation accrue
des ressources médicales (le secteur des
services de restauration contrastant par
exemple avec celui de la fabrication de
produits en bois et de papier23). Cet écart
peut également tenir à une différence entre
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
les sexes associée à l’« effet du travailleur
en bonne santé » selon lequel les hommes
sont l’objet d’un « effet du travailleur
embauché en bonne santé » plus prononcé, tandis que les femmes sont associées à un « effet du travailleur survivant
en bonne santé »24,25 plus marqué. Avec
un effet plus prononcé du travailleur
embauché en bonne santé, les hommes
souffrant d’asthme apparu à l’enfance ou à
l’âge adulte seraient moins susceptibles
d’être embauchés à des postes à haut
risque. Avec un effet plus prononcé du
travailleur survivant en bonne santé, les
femmes seraient plus susceptibles de
demeurer dans la population active tout
en souffrant d’asthme (quoique moins
nombreuses à demeurer à leur poste à
plus long terme). Il est également possible
que les femmes soient plus nombreuses à
travailler tout en présentant des symptômes d’asthme. Il semble que les facteurs
socio-économiques influencent différemment les groupes vulnérables dont les
femmes, qui jouissent d’une mobilité
professionnelle moindre, ce qui les expose
à un risque accru de subir les effets
indésirables d’une exposition sur leur lieu
de travail24,26.
Notre étude a mis en évidence des secteurs
d’emploi affichant des taux d’asthme actif
supérieurs à la moyenne. Chez les travailleurs des secteurs exposés au bois ou à
la poussière de bois et chez ceux qui
travaillent dans les écoles et les établissements de soins de santé, le risque
d’asthme était plus élevé que chez ceux
travaillant dans d’autres secteurs. Ces
résultats reflètent bien les connaissances
sur les expositions présumées ou avérées
liées aux poussières, aux moisissures/
endotoxines, au latex/glutaraldéhyde ou
aux agents de nettoyage industriels2, et
concordent avec les études de surveillance
s’intéressant aux groupes à haut risque
selon la profession, dont celles réalisées
au Manitoba et en Alberta, qui ont
également fait ressortir un risque
plus grand chez les travailleurs dans le
secteur de l’enseignement et les emplois
connexes12,13. Les études précédentes
ont permis de recenser d’autres groupes
à haut risque, ce qui s’explique probablement par des différences entre les types
d’emplois d’une province à l’autre
(la foresterie est par exemple un
secteur industriel majeur en ColombieBritannique), ou par une description plus
détaillée des expositions par catégorie
professionnelle. Ainsi, l’étude réalisée en
Alberta a mis en évidence un risque plus
élevé chez les travailleurs des secteurs
associés à la présence de farine ou
d’aliments, de fibre de verre et de
véhicules. De même, dans l’étude du
Manitoba, on a observé des risques plus
élevés dans le domaine de la fabrication,
de l’installation et de la réparation
d’équipement électrique et électronique
et de matériel connexe.
Inversement, certains secteurs d’emploi
tels que Métaux/Machines ou Fabrication
(aliments et textiles) semblent ne pas
présenter de risque accru par rapport aux
autres. L’utilisation du secteur d’emploi
comme mesure d’estimation de l’exposition pour les emplois à haut risque dans
ce projet de surveillance pourrait
engendrer plus de cas de mauvaise classification pour ces types de secteur. Un
secteur comme celui de la fabrication
peut être constitué d’une multitude de
groupes professionnels différents. Certains
sont associés à l’exposition à des allergènes connus ou présumés tels que les
textiles, la poussière de bois ou les
liquides utilisés pour le travail des
métaux, mais d’autres ne le sont pas (par
exemple Fabrication de boissons), ce qui
cause un biais de réduction des estimations. En revanche, les secteurs tels que
Enseignement ou Soins de santé et assistance sociale peuvent être dominés par
plusieurs groupes professionnels importants comme les enseignants, les infirmières et les préposés à l’entretien, qui
sont tous exposés à des allergènes connus
ou présumés (par exemple des moisissures ou des substances chimiques irritantes), d’où une meilleure estimation de
l’exposition au moyen de la méthode des
secteurs d’emploi à risque. Globalement,
la classification erronée de l’exposition à
partir du secteur d’emploi exerce un biais
modérateur, atténuant les estimations du
risque. En fin de compte, l’idéal serait
d’améliorer cette méthode de surveillance
par une information plus détaillée sur
les groupes professionnels à l’échelle de
l’ensemble de la population. Cette information n’est actuellement fournie par
aucune des bases de données administra-
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
106
tives, à l’exception des dossiers de
demandes d’indemnisation pour accident
du travail. L’inclusion de la profession
dans les registres médicaux ou les dossiers
et bases de données sur la santé permettrait de disposer d’une source précieuse de
données pour les études de surveillance,
une conclusion partagée par d’autres
auteurs ayant réalisé des études similaires27. Si l’on veut pouvoir exercer une
surveillance populationnelle de la santé,
il serait également important d’élaborer
des approches novatrices pour l’obtention
des données sur les professions et les
secteurs d’emploi à l’aide des bases de
données administratives, comme cela a
été fait par Cherry et collab. en Alberta13.
Si l’on suppose que le système de codage
des employeurs du ministère de la Santé
est valide pour la facturation, son utilisation est sans doute limitée en ce qui
concerne la détermination de l’exposition
à partir du code du secteur d’emploi. Les
individus d’un secteur donné n’appartiennent pas tous à une profession qui sousentend une exposition, et nous n’avons
pas pu examiner les groupes professionnels à haut risque. Nous nous sommes
appuyés sur une matrice d’exposition
pour examiner les secteurs d’emploi à
haut risque; une telle approche entraı̂ne
des biais de classification en faveur d’un
résultat nul, ce qui peut expliquer pourquoi nous n’avons pas observé de différence plus prononcée entre le groupe à
haut et celui à faible risque. Il est
également possible que les erreurs de
classification engendrées par l’utilisation
du code de secteur d’emploi pour évaluer
l’exposition soient plus importantes pour
les femmes que pour les hommes, les
emplois occupés par les femmes dans les
secteurs à haut risque, comme celui de la
construction, pouvant être plus diversifiés28. Cela expliquerait les différences
moins marquées, parmi les femmes, entre
les taux d’asthme observés dans les
secteurs d’emploi à haut risque et dans
ceux à faible risque.
Par ailleurs, on ne sait pas avec certitude
si le secteur d’emploi au moment de la
confirmation du cas est réellement le
secteur dans lequel l’exposition a eu lieu.
Les symptômes actuels peuvent être le
résultat d’une exposition antérieure
(autrement dit, d’un emploi dans un
secteur autre que le secteur actuel).
Notre approche de surveillance populationnelle a pour effet d’annuler certains
des biais associés à l’effet du travailleur
en bonne santé dans les études antérieures
de cohortes professionnelles et fournit
des renseignements sur l’asthme dans
la population active en suivant les
travailleurs même lorsqu’ils quittent le
marché du travail (ou changent de secteur
d’emploi). En outre, comme nous l’avons
souligné, les femmes, les travailleurs
autonomes et ceux qui travaillent
dans de petites entreprises sont sousreprésentés par l’utilisation des codes du
régime d’assurance maladie payée par
l’employeur qui figurent dans le registre
médical provincial.
Le nombre d’années de suivi possible a
été limité par la disponibilité des codes de
secteur d’emploi. Cependant, les façons
de faire (et les expositions) au travail n’ont
pas assez changé, au cours de la dernière
décennie, pour rendre ces observations
non pertinentes pour les travailleurs de ces
secteurs aujourd’hui (ainsi, les travailleurs
forestiers sont toujours exposés à la
poussière de bois, les enseignants, aux
moisissures et aux endotoxines, les préposés à l’entretien ménager, aux agents
nettoyants industriels et les tôliers, aux
liquides pour le travail des métaux), et la
matrice d’exposition professionnelle utilisée dans notre étude s’appuie sur des
facteurs de risque connus de l’asthme
toujours présents dans ces secteurs. Il
demeure que les données rétrospectives
disponibles pour cette étude représentent
la seule source connue de codes d’emploi
pour une proportion importante de la
population active qui ait pu être couplée
à plusieurs bases de données sur la santé.
Un avantage de l’utilisation de ces données administratives populationnelles est
que la taille de la population étudiée
permet une analyse fiable de l’âge, du
sexe et d’autres caractéristiques. Un autre
avantage est que la possibilité de coupler
plusieurs bases de données sur la santé
améliore la détermination des cas pour
l’étude des résultats de santé en milieu
de travail29.
Nous ne prétendons pas que tous les cas
d’asthme chez les travailleurs de notre
étude soient liés au travail, mais il semble
que les données sur les demandes
d’indemnisation pour accident du travail
sous-estiment l’asthme dans la population, ce qui rend nécessaire le recours à
des sources de données additionnelles
pour quantifier l’asthme chez les travailleurs et repérer les secteurs d’emploi
affichant des taux plus élevés. Moins de
1 % de nos cas ont été repérés au moyen
des demandes acceptées par le système
d’indemnisation des accidents du travail7,
alors que le risque d’asthme dans la
population attribuable à l’exposition
professionnelle est estimée globalement
à 15 %4, ce qui est valable pour le
Canada30,31. Compte tenu de la validité
apparente traduite par des taux de prévalence plus élevés dans les secteurs
d’activité où les travailleurs sont exposés
à des allergènes connus, l’étude actuelle
constitue un outil valable de surveillance
des groupes à risque tout en illustrant le
besoin de mettre davantage l’accent sur
les liens entre l’exposition professionnelle
et la morbidité liée à l’asthme. Cette étude
a pu également servir à repérer des
groupes à risque nouveaux ou émergents,
tels que ceux des travailleurs du secteur
de la gestion des déchets et du secteur
public, ce qui justifierait un examen plus
approfondi.
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du lien: http://pwhr.sites.olt.ubc.ca/files
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Remerciements
Cette recherche a été rendue possible en
partie grâce à des fonds de fonctionnement d’AllerGen NCE Inc. (Réseau des
allergies, des gènes et de l’environnement,
Réseaux de centres d’excellence du
Canada) et de WorkSafeBC (Commission
d’indemnisation des accidents du travail
de Colombie-Britannique). Les travaux de
M. Koehoorn ont été financés en partie
par une bourse de chercheur émérite de
la Fondation Michael-Smith pour la
recherche en santé. Les auteurs remercient
l’équipe de Population Data BC pour leur
avoir donné accès pour leur recherche aux
ensembles couplés de données administratives sur la santé. Le ministère de la
Santé de la Colombie-Britannique,
WorkSafeBC et PharmaNet ont autorisé
la consultation et l’utilisation des données
fournies par Population Data BC pour
cette étude.
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Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
La mortalité par blessure non intentionnelle et ses causes
externes au Canada entre 2001 et 2007
Y. Chen, Ph. D. (1); F. Mo, Ph. D. (2); Q. L. Yi, Ph. D. (1); Y. Jiang, M. Sc. (2); Y. Mao, Ph. D. (2)
Cet article a fait l’objet d’une évaluation par les pairs.
Résumé
16 milliards de dollars imputables à des
blessures non intentionnelles5.
Introduction : Une bonne compréhension des caractéristiques et des tendances
temporelles de la mortalité par blessure non intentionnelle est cruciale pour
l’élaboration de stratégies de prévention.
Méthodologie : Nous avons analysé les statistiques de l’état civil au Canada (à
l’exclusion du Québec) entre 2001 et 2007. Les taux de mortalité ont été normalisés selon
l’âge et le sexe par rapport à la population canadienne de 2001. Un modèle autorégressif
a été utilisé pour l’analyse de séries chronologiques.
Résultats : Le taux global de mortalité a diminué régulièrement, alors que le taux de
mortalité par blessure non intentionnelle est resté stable durant la période étudiée. Les
taux les plus élevés ont été observés dans les trois territoires. Les décès par blessure non
intentionnelle étaient moins fréquents chez les enfants que chez les jeunes ou les
adultes. Après 60 ans, la mortalité augmentait de façon soutenue avec l’âge. Les hommes
étaient plus nombreux à décéder des suites d’une blessure non intentionnelle, et le ratio
hommes-femmes culminait dans le groupe d’âge des 25 à 29 ans. Les collisions de
véhicules à moteur, les chutes et les empoisonnements étaient les trois causes
principales. On a observé une augmentation constante et marquée de la mortalité
attribuable aux chutes. Les décès attribuables aux collisions de véhicules à moteur et aux
noyades étaient plus fréquents durant les mois d’été, tandis que ceux causés par les
chutes et les brûlures étaient plus fréquents durant les mois d’hiver.
Conclusion : La part des blessures non intentionnelles dans l’ensemble des causes de
décès et la mortalité attribuable aux chutes ont augmenté au Canada entre 2001 et 2007.
Mots-clés : normalisation selon l’âge, brûlure, Canada, produit de consommation,
noyade, chute, mortalité, empoisonnement, blessure non intentionnelle, suffocation,
collision de véhicules à moteur, statistiques de l’état civil
Introduction
Les blessures figurent parmi les principales causes de décès et d’incapacité dans
le monde1. Elles représentent quelque
16 % de la charge mondiale de morbidité2
et sont la principale cause de décès chez
les personnes âgées de moins de 60 ans3.
En 2004, l’Organisation mondiale de la
Santé a estimé que les blessures étaient à
l’origine de plus de 5 millions de décès par
an, dont 3,9 millions étaient consécutifs
à des blessures non intentionnelles4.
Comparativement à de nombreuses maladies, les blessures touchent plus souvent
les jeunes et, par conséquent, engendrent
un plus grand nombre d’années de vie
perdues1. Au Canada, en 2004, le fardeau
économique total des blessures était
d’environ 20 milliards de dollars, dont
Une blessure non intentionnelle est une
blessure qui n’est pas infligée volontairement ou avec l’intention de blesser. Étant
donné que toutes les blessures non intentionnelles ne sont pas des événements
aléatoires et que certaines peuvent être
prévenues, il n’est pas approprié d’utiliser
systématiquement le terme « accident »
pour les définir. Les blessures non intentionnelles peuvent être subdivisées en
plusieurs catégories en fonction de leurs
causes externes : collisions de véhicules
à moteur, chutes, empoisonnements,
noyades, suffocation, etc.6. Les blessures
non intentionnelles peuvent être liées au
travail ou aux loisirs. Les différents types
de blessures non intentionnelles peuvent
avoir des profils spécifiques selon certaines sous-populations : les accidents de
la circulation routière sont le plus fréquents chez les jeunes7, tandis que les
chutes sont plus susceptibles d’avoir une
issue fatale chez les personnes âgées8. La
surveillance de l’évolution des tendances
concernant la mortalité par blessure non
intentionnelle (mortalité globale et mortalité selon la cause) permet de recueillir
une information essentielle à l’élaboration
de nouveaux programmes de prévention
et d’intervention dans ce domaine et
l’adaptation de ceux déjà existant. Pour
cette étude, nous avons procédé à une
analyse descriptive des données statistiques de l’état civil afin d’étudier les
caractéristiques et les tendances temporelles de la mortalité par blessure non
intentionnelle – mortalité globale et selon
la cause – au Canada (à l’exclusion du
Québec).
Rattachement des auteurs :
1. Département d’épidémiologie et de médecine sociale, Université d’Ottawa, Ottawa (Ontario), Canada
2. Groupe de travail sur le programme de sécurité des produits de consommation et d’évaluation des risques de blessure, 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 : Yue Chen, Département d’épidémiologie et de médecine sociale, Faculté de médecine, Université d’Ottawa, 451, chemin Smyth, Ottawa (Ontario) K1H 8M5;
tél. : 613 562-5800, poste 8287; téléc. : 613 562-5465; courriel : ychen@uottawa.ca
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
110
Méthodologie
L’étude a fait appel aux données statistiques de l’état civil du Canada contenues
dans la Base de données sur les décès (à
l’exclusion des décès enregistrés dans la
province de Québec, puisque ces données
n’étaient pas disponibles dans le Système
d’extraction et d’analyse des données de
l’Agence de la santé publique du Canada)
et portant sur la période du 1er janvier
2001 au 31 décembre 2007. Elles reposent
sur les données des certificats de décès et
sont transmises à Statistique Canada par
les bureaux provinciaux et territoriaux
de l’état civil. Les données sur les décès
utilisées dans cette analyse sont codées
conformément au système de la Classification internationale des maladies, 10e
révision (CIM-10), où les causes externes
sont classées en différentes catégories
identifiées par des codes alphanumériques
(V01 à Y98). Ces codes ont été utilisés
pour identifier les décès par blessure non
intentionnelle (CIM-10 : V01 à X59, Y85
et Y86) et les décès par blessure non
intentionnelle selon la cause : collisions
de véhicules à moteur (V02 à V04[.9],
V09.2, V12 à V14[.3–.9], V19[.4–.6], V20 à
V28[.3–.9], V29[.4–.9], V30 à V79[.4–.9],
V80[.3–.5], V81 à V82[.1], V83 à V86[.0–
.3], V87[.0–.8], V89.2); bicyclettes (CIM10 : V10 à V14, V16 à V19); piétons (en
lien avec la circulation routière) (CIM-10 :
V02 à V04[.1], V09.2, V09.3); navigation
de plaisance (CIM-10 : V90.2 à V90.8,
V91.2 à V91.8, V92.2 à V92.8, V93.2 à
V93.8, V94.2 à V94.8); noyades (CIM-10 :
V90, V92, W65 à W74); chutes (CIM-10 :
W00 à W19); brûlures ou feux (CIM-10 :
W85 à W91, X00 à X19); suffocation (CIM10 : W75 à W84); empoisonnement (CIM10 : X40 à X49) ainsi que d’autres causes
non intentionnelles.
Nous nous sommes servis des estimations
de la population provenant des statistiques démographiques annuelles de
Statistique Canada9,10 pour calculer les
taux de mortalité normalisés selon l’âge
et le sexe, en utilisant la méthode directe,
avec comme référence la population
canadienne de 2001. Pour calculer les
taux moyens de mortalité globale, nous
avons, pour chaque province et pour les
trois territoires combinés (Territoires du
Nord-Ouest, Yukon et Nunavut), divisé
le nombre total de décès durant cette
période de 7 ans par la somme des
populations annuelles, ce qui équivaut à
une moyenne pondérée des taux annuels
en utilisant comme poids la population
annuelle.
Pour explorer les tendances temporelles
des taux de mortalité par blessure non
intentionnelle entre 2001 et 2007 ainsi que
les variations saisonnières des décès par
blessure non intentionnelle selon la cause
chez les hommes et les femmes, nous
avons effectué une analyse de séries
chronologiques. Pour calculer les taux de
mortalité, et à défaut d’estimation mensuelle de la population, nous avons
utilisé comme dénominateur la population
annuelle moyenne. Comme le nombre
de décès par mois était peu élevé et ne
permettait pas de stratification selon
l’âge, nous avons procédé à une normalisation selon l’âge et le sexe en divisant le
taux de mortalité mensuel normalisé par
le taux de mortalité annuel brut (taux
mensuel brut 6 taux normalisé/taux
annuel brut). Nous avons ensuite effectué
un tracé graphique des taux mensuels
ajustés afin de présenter visuellement
leurs tendances temporelles et leurs variations saisonnières. Nous avons créé des
modèles autorégressifs ajustés afin de
cerner les associations entre le mois,
l’année civile et les différents décès par
blessure non intentionnelle. Dans les
modèles, nous avons pris en considération
l’autocorrélation d’ordre 1, utilisant les
taux mensuels comme variables dépendantes et les indicateurs de mois et
d’année comme variables indépendantes.
Toutes les analyses ont été réalisées à
l’aide du logiciel de statistiques SAS,
version 9.1 (SAS Institute Inc., Cary,
Caroline du Nord, États-Unis).
Résultats
Nous avons recensé au total 51 178 décès
attribuables à des blessures non intentionnelles durant la période étudiée, soit entre
2001 et 2007. Ces décès représentaient
4,2 % de tous les décès au Canada
à l’exclusion du Québec. Le taux de
mortalité toutes causes confondues
normalisé selon l’âge et le sexe a décliné
régulièrement, passant de 702 pour
$
111
100 000 en 2001 à 631 pour 100 000 en
2007 (p < 0,001), tandis que le taux de
mortalité par blessure non intentionnelle
est resté relativement stable d’une année
à l’autre (p = 0,571). Cela signifie que
l’importance relative de la mortalité par
blessure non intentionnelle par rapport
à la mortalité toutes causes confondues
a augmenté de manière significative
(p = 0,003) au cours de la période. Les
hommes représentaient 61,1 % de tous
les décès par blessure non intentionnelle.
Les tendances temporelles étaient toutefois similaires chez les hommes et les
femmes, aussi bien en ce qui concerne la
mortalité par blessure non intentionnelle
que la mortalité globale (toutes causes
confondues) et le ratio entre les deux
(tableau 1).
Après normalisation selon l’âge et le sexe,
c’est dans les trois territoires combinés
que nous avons observé les taux de
mortalité les plus élevés, à la fois pour la
mortalité globale (842,3 pour 100 000) et
pour la mortalité par blessure non intentionnelle (69,1 pour 100 000) (tableau 2).
C’est la Colombie-Britannique qui affichait
le plus faible taux de mortalité globale
(626,8 pour 100 000), tandis que TerreNeuve-et-Labrador présentait le plus faible
taux de mortalité par blessure non intentionnelle (24,8 pour 100 000). Le taux
de mortalité par blessure non intentionnelle des trois territoires s’élevait à près
du triple de celui de Terre-Neuve-etLabrador. L’Ontario avait un faible taux
de mortalité par blessure non intentionnelle (26,3 pour 100 000), comparable à
celui de Terre-Neuve-et-Labrador, mais la
différence entre ces deux provinces était
importante pour le taux de mortalité
toutes causes confondues : 655,9 pour
100 000 en Ontario et 802,9 pour 100 000 à
Terre-Neuve-et-Labrador. Les différences
entre les autres provinces étaient relativement faibles, tant pour la mortalité
toutes causes confondues que pour la
mortalité par blessure non intentionnelle
(tableau 2). Le tableau 2 montre également que, dans toutes les provinces et
tous les territoires, le taux de mortalité
par blessure non intentionnelle était plus
élevé chez les hommes que chez les
femmes, ce qui était également le cas
pour le ratio taux de mortalité par blessure
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
TABLEAU 1
Taux brut de mortalité et taux normalisé de mortalité, par année civile et selon le sexe,
Canada (à l’exclusion du Québec), 2001-2007
Année
civile
a
Taux brut de mortalité
Taux normalisé de mortalité
Toutes causes
(pour 100 000)
Blessure non
intentionnelle
(pour 100 000)
Toutes causes
(pour 100 000)
Blessure non
intentionnelle
(pour 100 000)
Blessure non
intentionnelle /
Toutes causes (%)
2001
701,8
28,7
702,1
28,7
4,09
2002
704,3
29,9
692,3
29,6
4,28
2003
710,3
29,5
685,3
28,8
4,20
2004
702,2
28,7
664,6
27,7
4,27
2005
708,5
30,1
656,8
28,6
4,35
2006
699,2
30,5
633,6
28,5
4,50
2007
709,7
32,0
631,0
29,7
4,71
2001
725,0
36,4
879,5
39,9
4,54
2002
720,3
37,1
857,7
40,6
4,73
2003
729,5
36,2
851,2
39,3
4,62
2004
718,7
35,2
824,1
37,8
4,59
2005
722,6
37,3
811,2
39,6
4,88
2006
715,1
36,8
783,2
38,5
4,92
2007
725,9
39,0
778,3
40,4
5,19
2001
679,1
21,2
572,7
18,5
3,23
2002
688,5
22,8
571,3
19,7
3,45
2003
691,4
22,9
564,3
19,3
3,42
2004
686,0
22,4
547,8
18,4
3,36
2005
694,5
23,0
650,3
18,9
2,91
2006
683,5
24,3
626,4
19,4
3,10
2007
693,8
25,0
624,7
20,0
3,20
Ensemble
Hommes
Femmes
a
Normalisé par rapport à l’ensemble de la population canadienne de 2001.
non intentionnelle sur taux de mortalité
toutes causes confondues.
Chez les enfants, les décès par blessure
non intentionnelle ont été moins nombreux (moins de 7 pour 100 000) que chez
les jeunes et les adultes (tableau 3). Pour
ces derniers (15-59 ans), les taux de
mortalité par blessure non intentionnelle
sont comparables entre les différentes
tranches d’âge (variant entre 28,5 et 37,7
pour 100 000 chez les hommes et entre 8,5
et 12,7 pour 100 000 chez les femmes).
Après 60 ans, le taux de mortalité augmente de façon constante avec l’âge,
passant chez les hommes de 35,3 pour
100 000 pour les 60 à 64 ans à 801,0 pour
100 000 pour les plus de 90 ans, et chez les
femmes de 14,4 à 663,1 pour 100 000.
Dans tous les groupes d’âge, les hommes
ont été plus nombreux à mourir des
suites d’une blessure non intentionnelle
(tableau 3). Le ratio de mortalité hommesfemmes augmente avec l’âge à partir du
groupe des 5 à 9 ans (1,34), culminant
dans le groupe de 25 à 29 ans (3,76)
pour diminuer régulièrement ensuite. Le
tableau 3 montre également que, parmi
les décès par blessure non intentionnelle
dont la cause a été déterminée, ce furent
les collisions de véhicules à moteur qui
ont été les plus répandues chez les
hommes (taux de mortalité de 10,2 pour
100 000), suivies des chutes (7,7 pour
100 000) et des empoisonnements
(5,1 pour 100 000). Chez les femmes, ce
furent dans l’ordre les chutes, les collisions de véhicules à moteur et les empoisonnements, avec des taux de mortalité
respectifs de 7,9, 4,5 et 2,2 pour 100 000.
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
112
Les taux de mortalité par blessure non
intentionnelle selon une cause déterminée
ont été dans tous les cas plus élevés chez
les hommes que chez les femmes, sauf
pour les chutes (tableau 3). Globalement,
les décès attribuables aux chutes ont
représenté 26 % de tous les décès par
blessure non intentionnelle, ceux attribuables à des collisions de véhicules à moteur
24 % et les empoisonnements 12 %
(figure 1).
Même si le taux de mortalité par blessure
non intentionnelle augmente de façon
rapide après l’âge de 60 ans, il représente
une fraction beaucoup plus élevée des
décès toutes causes confondues dans les
groupes d’âge plus jeunes, culminant dans
le groupe des 15 à 19 ans (45,2 %), tant
chez les hommes (46,7 %) que chez les
femmes (41,8 %), avant de diminuer
graduellement (tableau 4).
Nous avons analysé séparément les
principales causes externes de décès par
blessure non intentionnelle, à savoir les
collisions de véhicules à moteur, les
chutes, les empoisonnements, les accidents touchant un piéton (en lien avec
la circulation routière), les noyades, les
brûlures et les suffocations, et ce, en
distinguant les hommes (tableau 5 et
figure 2) et les femmes (tableau 6 et
figure 3). Nous avons constaté une
augmentation importante d’une année
sur l’autre de la mortalité par blessure
attribuable à une chute, tant chez les
hommes (p < 0,01) que chez les femmes
(p < 0,01). Pour les autres types de
blessures, le taux de mortalité normalisé
selon l’âge a diminué légèrement (pour
les brûlures et les noyades chez les
hommes, et pour les collisions de véhicules à moteur et les brûlures chez les
femmes) ou n’a affiché aucun changement
significatif. Pendant les mois d’été, le
risque de décès par collision de véhicules
à moteur et par noyade a été significativement plus élevé, avec une variation plus
marquée chez les hommes. Pendant les
mois d’hiver, les décès consécutifs à des
chutes ou à des brûlures ont été plus
fréquents. Comparativement aux mois
de janvier-février, les décès par empoisonnement ont été relativement plus nombreux en mars-avril (p < 0,05), ceux
par accident touchant un piéton en
TABLEAU 2
Taux moyen de mortalité, par province/territoire et selon le sexe, Canada (à l’exclusion du Québec), 2001-2007
Province
a
Taux brut de mortalité
Taux normalisé de mortalité
Toutes causes,
pour 100 000
Blessure non intentionnelle,
pour 100 000
Toutes causes,
pour 100 000
Blessure non intentionnelle,
pour 100 000
Blessure non intentionnelle/Toutes causes (%)
Colombie-Britannique
715,7
32,1
626,8
30,1
4,80
Alberta
582,4
27,8
660,7
28,7
4,34
Saskatchewan
896,0
42,5
693,8
37,5
5,41
Manitoba
843,7
38,1
720,3
34,7
4,82
Ensemble
Ontario
680,7
27,0
655,9
26,3
4,01
Nouveau-Brunswick
831,2
38,3
713,2
35,3
4,95
Nouvelle-Écosse
871,2
35,6
733,9
31,8
4,33
Île-du-Prince-Édouard
837,9
35,5
703,7
32,4
4,60
Terre-Neuve-et-Labrador
841,0
25,2
802,9
24,8
3,09
396,5
52,3
842,3
69,1
8,20
741,7
42,0
769,8
42,5
5,52
b
Territoires
Hommes
Colombie-Britannique
Alberta
603,3
37,3
822,0
41,0
4,99
Saskatchewan
926,4
53,3
881,0
52,8
5,99
Manitoba
850,1
44,9
903,0
46,6
5,16
Ontario
691,7
31,5
808,1
35,0
4,33
Nouveau-Brunswick
856,7
49,8
906,6
50,9
5,61
Nouvelle-Écosse
892,3
43,1
921,3
44,3
4,81
Île-du-Prince-Édouard
852,6
43,4
895,2
45,3
5,06
Terre-Neuve-et-Labrador
905,2
32,9
1022,9
34,7
3,39
486,9
74,8
1023,9
92,1
9,00
Colombie-Britannique
690,0
22,3
520,0
18,6
3,58
Alberta
561,0
18,1
543,9
17,6
3,24
Saskatchewan
866,1
31,9
557,7
23,5
4,21
Manitoba
837,5
31,4
587,7
24,4
4,15
Ontario
670,1
22,7
544,7
18,7
3,43
Nouveau-Brunswick
806,5
27,2
572,9
21,4
3,74
b
Territoires
Femmes
Nouvelle-Écosse
851,2
28,4
596,4
20,7
3,47
Île-du-Prince-Édouard
823,9
28,0
566,9
20,1
3,55
Terre-Neuve-et-Labrador
778,6
17,8
647,5
15,3
2,36
300,5
28,5
695,6
45,2
6,50
b
Territoires
a
Normalisé par rapport à l’ensemble de la population canadienne de 2001.
b
Yukon, Territoires du Nord-Ouest, Nunavut.
septembre-octobre (p < 0,05) et en
novembre-décembre (p < 0,01). Aucune
différence significative n’a été notée entre
les saisons dans le cas des décès par
suffocation.
Analyse
Le taux de mortalité attribuable à une
blessure non intentionnelle normalisé
selon l’âge et le sexe est resté stable
durant la période d’étude (2001-2007),
tandis que le taux de mortalité toutes
causes confondues a diminué d’environ
10 %. La part des décès par blessure
non intentionnelle dans l’ensemble des
décès toutes causes confondues est passée
de 4,1 à 4,7 %. Ces données révèlent une
tendance à la hausse de la proportion
des blessures non intentionnelles dans
l’ensemble des causes de décès au
Canada. Le taux de mortalité par blessure
$
113
non intentionnelle, que ce soit toutes
causes confondues ou selon une causes
déterminée (sauf pour les décès attribuables aux chutes), a été plus élevé chez les
hommes que chez les femmes.
C’est dans les trois territoires que l’on a
retrouvé les taux les plus élevés de
mortalité, que l’on considère la mortalité
globale ou celle par blessure non intentionnelle. De plus, la part de la mortalité
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
TABLEAU 3
Taux de mortalité et ratio hommes-femmes pour la mortalité par blessure non intentionnelle,
selon l’âge et les causes externes, Canada (à l’exclusion du Québec), 2001-2007
Taux de mortalité (pour 100 000)
Hommes
Ratio hommes-femmes
Femmes
Groupe d’âge (ans)
0-4
7,5
5,3
1,42
5-9
4,3
3,2
1,34
10-14
6,2
3,5
1,77
15-19
29,0
12,0
2,42
20-24
37,7
12,1
3,12
25-29
32,0
8,5
3,76
30-34
28,5
8,6
3,31
35-39
30,4
9,8
3,10
40-44
33,1
10,6
3,12
45-49
34,8
11,9
2,92
50-54
33,3
11,5
2,90
55-59
33,3
12,7
2,62
60-64
35,3
14,4
2,45
65-69
42,8
21,0
2,04
70-74
56,9
32,3
1,76
75-79
98,0
61,4
1,60
80-84
187,2
122,5
1,53
85-89
362,9
271,4
1,33
90 et plus
801,0
663,1
1,21
Causes externes
Collision de véhicules à moteur
10,2
4,5
2,3
1,3
0,8
1,6
Piétons (en lien avec la circulation routière)
Bicyclettes
0,4
0,1
5,4
Navigation de plaisance
0,2
0,0
10,4
Noyade
1,5
0,4
4,3
Chutes
7,7
7,9
1,0
Brûlures
1,1
0,6
1,9
Suffocation
1,6
1,1
1,4
Empoisonnement
5,1
2,2
2,3
Autres
7,9
5,6
1,4
par blessure non intentionnelle dans la
mortalité globale est presque deux fois
plus élevée dans les trois territoires que
dans les neuf provinces. Une étude populationnelle avec cas-témoins réalisée dans
les Territoires du Nord-Ouest a révélé
que les facteurs de risque de mourir de
blessure étaient d’être de sexe masculin,
d’être âgé de plus de 14 ans, d’habiter
dans une collectivité éloignée, de vivre
dans le Grand Nord et d’être autochtone11.
Il y a une plus forte proportion
d’Autochtones dans les territoires que
dans le reste du Canada. Une étude
réalisée auprès d’enfants albertains a
montré que, chez les enfants autochtones,
le risque de décès par blessure, tant
intentionnelle que non intentionnelle, était
significativement plus élevé12. Aux ÉtatsUnis et en Australie, les taux de mortalité
par blessure sont environ deux à trois fois
plus élevés chez les Autochtones que dans
la population non autochtone13.
Les collisions de véhicules à moteur et les
chutes se sont révélées être les deux
principales causes de décès par blessure
non intentionnelle au Canada. Les collisions ont été une cause de mortalité plus
répandue chez les hommes que chez les
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
114
femmes. Ce sont elles qui sont pour
l’essentiel à l’origine de l’augmentation
marquée de la mortalité par blessure
non intentionnelle chez les jeunes et les
jeunes adultes. Entre 2001 et 2007, la
mortalité attribuable aux collisions de
véhicules à moteur a peu varié d’une
année sur l’autre chez les hommes, et a
légèrement décliné chez les femmes. Les
données ont toutefois fait ressortir des
variations saisonnières, avec une augmentation significative du risque en été,
encore plus marquée chez les hommes
que chez les femmes. Durant les mois
d’été, qui correspondent habituellement
aux congés, les gens conduisent sur de
plus longues distances, et les adolescents
et les jeunes adultes ont sans doute
davantage d’occasions de conduire des
véhicules ou d’en être les passagers1; ils
sont donc plus susceptibles d’être exposés
aux facteurs de risque liés aux véhicules et
à la circulation routière. Il est d’une
importance cruciale de prévenir de façon
efficace les collisions de véhicules à
moteur pour réduire la mortalité par
blessure non intentionnelle chez les
jeunes et les jeunes adultes, en particulier
les hommes.
Parmi les décès attribuables à une cause
précise, seuls ceux dus aux chutes ont
affiché une augmentation soutenue durant
la période, et ils ont été légèrement plus
fréquents chez les femmes que chez les
hommes. Ils ont représenté environ un
tiers de tous les décès par blessure non
intentionnelle chez les adultes. Les chutes
ont constitué la principale raison de la
forte augmentation de la mortalité par
blessure non intentionnelle touchant les
personnes âgées. À l’échelle mondiale, les
collisions de véhicules à moteur représentent 30 % des décès par blessure non
intentionnelle, les chutes simplement
11 %1; dans notre étude, ces proportions
sont de respectivement 24 % et 26 %
(figure 1). Quoique le processus de vieillissement et une faible densité minérale
osseuse soient des facteurs généralement
étroitement associés à la gravité de la
blessure et aux conséquences d’une
chute8,14-19, on ignore s’ils sont à l’origine
de l’augmentation soutenue de la mortalité que nous avons constatée. D’autres
facteurs mériteraient de faire l’objet
d’études plus poussées pour évaluer leur
FIGURE 1
Répartition des décès par blessure non intentionnelle selon la cause au Canada (à l’exclusion
du Québec), 2001-2007
Autres
24 %
Collisions de
véhicules à
moteur
24 %
Piétons
3%
Empoisonnement
12 %
Noyade
3%
Chutes
26 %
Suffocation
5 % Brûlures
3%
âgées20, le surpoids et l’obésité20,21, le
niveau d’activité physique23,24, l’utilisation de produits médicaux et les activités
quotidiennes25-28. Notre étude a également révélé l’existence d’une variation
incidence possible sur la tendance à la
hausse de la mortalité attribuable aux
chutes dans la population canadienne :
citons par exemple la prise de médicaments, en particulier par les personnes
saisonnière de la mortalité attribuable
aux chutes, avec un point culminant en
novembre-décembre. Dans une étude
effectuée aux États-Unis, on a constaté
que certaines blessures consécutives à
une chute étaient associées à la pose de
décorations de Noël et autres activités
connexes29, ce qui est tout à fait plausible
dans le contexte qui nous occupe. Les
conditions météorologiques constituent
vraisemblablement une autre cause
importante30,31.
L’empoisonnement occupait le troisième
rang des causes principales de décès par
blessure non intentionnelle au Canada,
et comptait pour 14 % des décès par
blessure non intentionnelle chez les
hommes et pour 10 % chez les femmes
(données non présentées). L’empoisonnement non intentionnel peut être lié au
travail ou à des agents courants comme
les produits chimiques à usage domestique, les pesticides, les médicaments et
les végétaux32-35. Les autres causes de
décès par blessure non intentionnelle,
TABLEAU 4
Taux de mortalité globale et taux de mortalité par blessure non intentionnelle (pour 100 000), selon l’âge et le sexe, Canada (à l’exclusion du
Québec), 2001-2007
Groupe
d’âge
(ans)
Les deux sexes
Hommes
Femmes
Toutes
Blessure non
Blessure non
Toutes
Blessure non
Blessure non
Toutes
Blessure non
Blessure non
causes, pour intentionnelle, intentionnelle/ causes, pour intentionnelle, intentionnelle/ causes, pour intentionnelle, intentionnelle/
100 000
pour 100 000 Toutes causes (%) 100 000
pour 100 000 Toutes causes (%) 100 000
pour 100 000 Toutes causes (%)
0-4
124,4
6,43
5,2
135,4
7,5
5,5
112,9
5,3
4,7
5-9
11,7
3,73
31,9
13,0
4,3
33,1
10,3
3,2
30,8
10-14
14,3
4,89
34,2
16,2
6,2
38,3
12,3
3,5
28,2
15-19
45,9
20,78
45,2
62,1
29,0
46,7
28,8
12,0
41,8
20-24
60,0
25,19
42,0
85,8
37,7
43,9
33,1
12,1
36,6
25-29
58,5
20,35
34,8
82,6
32,0
38,7
34,0
8,5
25,0
30-34
69,6
18,60
26,7
92,1
28,5
30,9
46,8
8,6
18,4
35-39
95,9
20,12
21,0
122,1
30,4
24,9
69,4
9,8
14,1
40-44
140,6
21,91
15,6
174,9
33,1
18,9
106,0
10,6
10,0
45-49
221,8
23,35
10,5
272,9
34,8
12,8
170,8
11,9
7,0
50-54
349,8
22,34
6,4
431,0
33,3
7,7
269,7
11,5
4,3
55-59
545,1
22,92
4,2
674,1
33,3
4,9
417,8
12,7
3,0
60-64
881,9
24,67
2,8
1 092,7
35,3
3,2
677,4
14,4
2,1
65-69
1 406,4
31,51
2,2
1 751,8
42,8
2,4
1 082,9
21,0
1,9
70-74
2 270,4
43,83
1,9
2 850,2
56,9
2,0
1 755,2
32,3
1,8
75-79
3 711,0
77,39
2,1
4 684,2
98,0
2,1
2 953,0
61,4
2,1
80-84
6 157,3
147,78
2,4
7 759,1
187,2
2,4
5 130,4
122,5
2,4
85-89
10 708,7
302,40
2,8
13 173,0
362,9
2,8
9 445,9
271,4
2,9
90 et plus
20 590,7
700,09
3,4
23 399,0
801,0
3,4
19 562,0
663,1
3,4
$
115
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
TABLEAU 5
Résultats de l’analyse de séries chronologiques (modèle autorégressif) pour les principales catégories de décès par blessure non intentionnelle
(pour 100 000) chez les hommes
Coefficient de régression (erreur-type)
Variable
Véhicules à moteur
Chutes
Empoisonnement
–0,0080 (0,0072)
**
0,0342 (0,0039)
1-2
–0,4768 (0,0490)**
–0,0742 (0,0280)**
3-4
**
–0,4310 (0,0490)
**
5-6
–0,1822 (0,0484)**
Année civile
Noyades
Piétons
0,0090 (0,0062)
**
–0,0069 (0,0023)
0,0012 (0,0016)
–0,0729 (0,0325)*
–0,2976 (0,0170)**
–0,0936 (0,0280)
0,0354 (0,0318)
**
–0,0701 (0,0287)*
–0,0053 (0,0281)
Brûlures
Suffocation
*
–0,0023 (0,0021)
0,0011 (0,0118)
0,0311 (0,0105)**
–0,0124 (0,0150)
–0,2743 (0,0169)
–0,0173 (0,0118)
**
0,0310 (0,0105)
–0,0116 (0,0150)
–0,1435 (0,0177)**
–0,0026 (0,0121)
0,0167 (0,0111)
–0,0227 (0,0154)
–0,0028 (0,0014)
Mois
7-8
[Référence]
[Référence]
[Référence]
[Référence]
[Référence]
[Référence]
[Référence]
9-10
–0,1600 (0,0484)**
–0,0521 (0,0287)
–0,0310 (0,0281)
–0,2383 (0,0177)**
0,0336 (0,0121)**
0,0138 (0,0111)
–0,0306 (0,0154)
11-12
–0,2846 (0,0490)**
0,0029 (0,0280)
–0,0243 (0,0317)
–0,2806 (0,0169)**
0,0281 (0,0118)*
0,0449 (0,0105)**
–0,0202 (0,0150)
* p < 0,05
** p < 0,01
comme la noyade et les brûlures, ont été
moins fréquentes. Nos données ont
montré, en conformité avec les résultats
attendus, que les décès attribuables à la
noyade sont survenus le plus souvent en
été, et que les hommes et les enfants sont
décédés par noyade dans une proportion
plus élevée. La plupart des noyades sont
associées à des activités de loisirs. Nos
données ont également fait ressortir une
augmentation de la mortalité attribuable
aux brûlures en hiver. Aucune variation
saisonnière des décès par suffocation n’a
été observée.
Limites
L’enregistrement des décès étant obligatoire au Canada, les données de l’état civil
sont relativement complètes. C’est toutefois la cause initiale de décès – définie
comme étant la maladie ou la blessure à
l’origine de la séquence des événements
ayant conduit directement au décès – qui
est prise en considération. Or une personne ne décédant pas forcément immédiatement après avoir subi une blessure,
c’est plutôt le code correspondant à
une affection subséquente (p. ex. une
insuffisance cardiaque) qui est susceptible
d’être inscrit comme cause principale de
décès. La blessure reste alors étroitement
liée au décès sans pour autant être
considérée comme sa cause initiale. Cette
méthode d’enregistrement des décès
repose sur le jugement des médecins
légistes ou des coroners. Les diagnostics
secondaires étant exclus, le fardeau réel de
la mortalité par blessure non intentionnelle risque d’être de ce fait sous-estimé.
De plus, les erreurs de codage et de saisie
des données peuvent engendrer une classification erronée de l’information sur la
FIGURE 2
Taux mensuel de mortalité normalisé attribuable à différentes catégories de blessures non intentionnelles chez les hommes au Canada (à
l’exclusion du Québec), 2001-2007
1,6
Taux de mortalité normalisé (1/100 000)
1,4
Véhicules
Piétons
Noyade
Brûlures
Suffocation
Empoisonnement
Chutes
1,2
1,0
0,8
0,6
0,4
0,2
0,0
1 3 5 7 9 11 1 3 5 7 9 11 1 3 5 7 9 11 1 3 5 7 9 11 1 3 5 7 9 11 1 3 5 7 9 11 1 3 5 7 9 11
2001
2002
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
2003
2004
$
116
2005
2006
TABLEAU 6
Résultats de l’analyse de séries chronologiques (modèle autorégressif) pour les principales catégories de décès par blessure non intentionnelle
(pour 100 000) chez les femmes
Coefficient de régression (erreur-type)
Variable
Véhicules à moteur
Année civile
20,0069 (0,0033)*
Chutes
Empoisonnement
0,0365 (0,0034)**
Noyades
0,0016 (0,0025)
Piétons
20,0001 (0,0007)
Brûlures
20,0006 (0,0012) 20,0026 (0,0009)**
Suffocation
0,0028 (0,0011)*
Mois
1-2
20,0984 (0,0217)**
20,0277 (0,0230)
20,0005 (0,0157)
20,0360 (0,0049)** 20,0073 (0,0081)
0,0216 (0,0067)** 20,0079 (0,0080)
3-4
20,1435 (0,0217)**
20,0158 (0,0230)
0,0297 (0,0156)
20,0317 (0,0049)** 20,0094 (0,0081)
0,0097 (0,0067)
0,0011 (0,0080)
5-6
**
20,0859 (0,0211)
20,0204 (0,0228)
20,0074 (0,0082)
7-8
[Référence]
[Référence]
[Référence]
9-10
20,0516 (0,0211)*
0,0284 (0,0228)
20,0046 (0,0148)
11-12
20,0422 (0,0217)
0,0388 (0,0230)
0,0094 (0,0156)
**
0,0038 (0,0148)
20,0182 (0,0048)
20,0155 (0,0079)
0,0040 (0,0070)
[Référence]
[Référence]
[Référence]
[Référence]
20,0326 (0,0049)** 20,0063 (0,0079)
0,0022 (0,0069)
0,0007 (0,0082)
20,0357 (0,0049)**
0,0174 (0,0067)*
0,0029 (0,0080)
0,0153 (0,0081)
* p < 0,05
** p < 0,01
cause du décès et sur les causes externes
des blessures. Enfin, la période étudiée
(2001-2007) est relativement courte.
Conclusion
Entre 2001 et 2007, la mortalité par
blessure non intentionnelle a peu évolué,
alors que la mortalité globale déclinait
régulièrement au Canada. C’est dans les
trois territoires que l’on a observé la
mortalité par blessure non intentionnelle
la plus élevée, tant en valeur absolue
qu’en proportion de la mortalité globale.
Les collisions de véhicules à moteur et les
chutes ont été les principales causes de
décès par blessure non intentionnelle. La
mortalité attribuable aux chutes a été la
seule catégorie de mortalité par blessure
non intentionnelle ayant affiché une augmentation annuelle. Les décès attribuables
aux chutes ont été plus fréquents chez les
femmes, tandis que les autres types de
décès par blessure non intentionnelle ont
été plus répandus chez les hommes, les
taux de mortalité associés restant stables
sur la période. Nous avons observé des
variations saisonnières pour certains types
de décès par blessure non intentionnelle :
risques plus élevés de décès attribuables
en été aux collisions de véhicules à moteur
et aux noyades, en hiver aux chutes et aux
brûlures et incendies. Étant donnée la part
croissante de la mortalité par blessure non
intentionnelle dans la mortalité toutes
causes confondues, et la tendance à la
hausse de la mortalité attribuable aux
chutes, il nous apparaı̂t important d’intensifier les recherches sur la détermination
FIGURE 3
Taux mensuel de mortalité normalisé attribuable à différentes catégories de blessures non intentionnelles chez les femmes au Canada (à
l’exclusion du Québec), 2001-2007
Taux de mortalité normalisé (1/100 000)
0,9
Véhicules
Piétons
Noyade
Brûlures
Suffocation
Empoisonnement
Chutes
0,75
0,6
0,45
0,3
0,15
0
1 3 5 7 9 11 1 3 5 7 9 11 1 3 5 7 9 11 1 3 5 7 9 11 1 3 5 7 9 11 1 3 5 7 9 11 1 3 5 7 9 11
2001
2002
2003
2004
$
117
2005
2006
2007
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
des facteurs de risque et les interventions
efficaces.
Remerciements
Nous adressons nos remerciements aux
personnes suivantes pour leur collaboration au projet « Évaluation des risques et
des blessures liés aux produits de consommation » : D r Howard Morrison,
superviseur principal et directeur du projet; M. Doug Hopkins, gestionnaire du
projet; Mme Caroline Da Silva, responsable
de la gestion et de la coordination du
projet.
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$
119
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Note de synthèse – L’espérance de vie ajustée en fonction de
l’état de santé au Canada : Rapport de 2012 présenté par
l’Agence de la santé publique du Canada
Comité directeur sur l’espérance de vie ajustée en fonction de l’état de santé de l’Agence de la santé publique du
Canada (1)
L’espérance de vie ajustée en fonction de
l’état de santé est un indicateur du nombre
moyen d’années de vie en bonne santé
que peut s’attendre à connaı̂tre une
personne. Il s’agit d’une mesure agrégée
qui englobe la durée de la vie et la qualité
de la vie. Autrement dit, l’espérance de vie
ajustée en fonction de l’état de santé
combine l’expérience de mortalité et
l’expérience de morbidité en une simple
mesure agrégée de la santé de la population. La statistique ainsi obtenue peut être
utile à l’évaluation du fardeau imposé par
les maladies et les blessures, à l’étude des
facteurs de risque au sein d’une population ainsi qu’à l’examen du rendement des
efforts déployés dans le domaine de la
santé publique.
Le présent rapport, intitulé L’espérance de
vie ajustée en fonction de l’état de santé au
Canada : Rapport de 2012 présenté par
l’Agence de la santé publique du Canada1,
fournit des estimations de l’espérance de
vie ajustée en fonction de l’état de santé
des Canadiens, selon que ces derniers
soient atteints ou non de certaines maladies chroniques (diabète et cancer) ou de
certains états chroniques (hypertension
artérielle) et selon leur situation socioéconomique (revenu). Les estimations
sont présentées pour les femmes et les
hommes de même que pour différents
groupes d’âge.
Il existe un lien entre une situation socioéconomique défavorable et la diminution
de l’espérance de vie ajustée en fonction de
l’état de santé. En 2001, au Canada, les
femmes et les hommes se trouvant dans le
tertile supérieur de revenu avaient, à la
naissance, une espérance de vie ajustée en
fonction de l’état de santé de 72,3 années et
70,5 années, respectivement. Par rapport
aux membres de la catégorie de revenu la
plus élevée, les personnes se trouvant dans
le tertile inférieur de revenu affichaient une
espérance de vie ajustée en fonction de
l’état de santé moins élevée à la naissance,
l’écart étant de 3,2 années pour les femmes
et 4,7 années pour les hommes.
Les maladies et les états chroniques
s’accompagnent d’une diminution notable
de l’espérance de vie ajustée en fonction
de l’état de santé. Les estimations de
l’espérance de vie ajustée en fonction de
l’état de santé selon la présence ou
l’absence de maladies chroniques ont été
établies, pour ce rapport, à partir de
l’expérience de mortalité et de l’expérience de morbidité des personnes atteintes
ou non de diabète et/ou d’hypertension
artérielle (pour la période de 2004 à 2006)
et des personnes atteintes ou non de
cancer (pour la période de 2002 à 2005).
Selon les résultats de l’étude, la cohorte de
personnes atteintes de diabète à 55 ans
connaı̂t une diminution de l’espérance de
vie ajustée en fonction de l’état de santé de
5,8 années pour les femmes et 5,3 années
pour les hommes par rapport à la cohorte
non atteintes de diabète. Pour sa part, la
diminution estimée que connaı̂t la cohorte
de personnes atteintes d’hypertension
artérielle à 55 ans s’établit à 2,0 années
pour les femmes et 2,7 années pour les
hommes. Enfin, la cohorte de personnes
atteintes de cancer à 65 ans connaı̂t une
diminution de l’espérance de vie ajustée
en fonction de l’état de santé de 10,3 années pour les femmes et 9,2 années pour
les hommes.
Le présent rapport communique des
renseignements qui s’avéreront utiles aux
chercheurs, aux praticiens et aux responsables des politiques dans le domaine de la
santé publique. À l’avenir, d’autres rapports pourront élargir la portée de l’analyse
afin d’aborder l’espérance de vie ajustée en
fonction de l’état de santé selon la présence
ou l’absence de certains facteurs de risque
comportementaux comme l’obésité, l’inactivité physique ou le tabagisme.
Le rapport complet est consultable en
ligne à la page : http://www.phac-aspc.
gc.ca/cd-mc/hale-evas-pdf-fra.php
Références
1.
Comité directeur sur l’espérance de vie
ajustée en fonction de l’état de santé de
l’Agence de la santé publique du Canada.
L’espérance de vie ajustée en fonction de
l’état de santé au Canada : Rapport de 2012
présenté par l’Agence de la santé publique
du Canada. Consultable en ligne à la page :
http://www.phac-aspc.gc.ca/cd-mc/haleevas-pdf-fra.php
Rattachement de l’auteur :
1. Membres du comité directeur sur l’espérance de vie ajustée en fonction de l’état de santé de l’Agence de la santé publique du Canada : Priya Bakshi, Bernard C. K. Choi (Président), Alan
Diener, Eric Driscoll, Joellyn Ellison, XiaoHong Jiang, Albert Kwan, Lidia Loukine, Wei Luo, Howard Morrison, Heather Orpana, August J. Saaltink, Robert Semenciw, Feng Wang, Chris Waters,
Carl Yue, Rita Zhang.
Correspondance : Bernard C. K. Choi, Centre de prévention des maladies chroniques, Agence de la santé publique du Canada, IA 6806B, 785, avenue Carling, Ottawa (Ontario)
tél. : (613) 957-1074; courriel : Bernard.Choi@phac-aspc.gc.ca
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
120
K1A 0K9;
Gagnants des résumés du Congrès 2012 des étudiants de la
Société canadienne d’épidémiologie et de biostatistique
Préface
5.
Les responsables de la publication
Maladies chroniques et blessures au
Canada (MCBC) ont été heureux d’organiser, une fois de plus, le concours des
résumés pour étudiants dans le cadre du
Congrès des étudiants de la Société canadienne d’épidémiologie et de biostatistique (SCEB), qui a eu lieu à l’Université
de la Saskatchewan, en mai 2012. Un
comité éditorial de l’Agence de la santé
publique du Canada a jugé 42 présentations de résumé et choisi les 7 meilleurs,
qui sont publiés dans ce numéro.
6.
Le comité éditorial était formé des membres suivants :
N
N
N
N
Howard Morrison, Ph.D., rédacteur
en chef, MCBC
Kenneth Johnson, Ph. D., épidémiologiste principal
Ania Syrowatka, M. Sc., épidémiologiste
Michelle Tracy, M.A., gestionnaire
de la rédaction, MCBC
Les résumés choisis ont été jugés en
fonction de leur originalité, de leur clarté,
de leur excellence scientifique et technique et des incidences potentielles. Les
questions suivantes ont servi de balises
aux juges :
1.
2.
3.
4.
7.
L’étude est-elle rigoureuse du
point de vue scientifique?
S’agit-il de méthodes nouvelles ou
de résultats nouveaux, ou est-ce
une amélioration importante par
rapport aux études précédentes
sur la même question?
Pouvez-vous imaginer d’autres
circonstances raisonnables dans
le cadre desquelles un auteur
différent ferait référence à cette
étude?
Depuis 2009, MCBC a collaboré avec la
SCEB pour parrainer des occasions de
publication pour les étudiants. Les responsables de MCBC sont fiers de collaborer
avec la SCEB encore cette année et
d’encourager les étudiants dans leurs
efforts de publication. Au nom de l’équipe
éditorial de MCBC, j’aimerais remercier
tous les étudiants qui ont soumis leurs
résumés et féliciter les gagnants. La publication d’un résumé dans une revue à
comité de lecture constitue un bon départ
dans la publication scientifique! Nous
espérons recevoir dans l’avenir des articles de recherche complets.
Michelle Tracy, M.A.
Gestionnaire de la rédaction, Maladies
chroniques et blessures au Canada
Est-ce pertinent pour les maladies
chroniques ou les blessures?
Les données sont-elles canadiennes? Si ce n’est pas le cas,
les auteurs replacent-ils la question dans le contexte canadien?
L’étude est-elle pertinente à
l’échelle nationale? Les études
locales ne suscitent de l’intérêt
que si elles fournissent suffisamment de détails pour être utiles
aux chercheurs de l’extérieur.
L’étude répond-elle à une question de santé publique?
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Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
L’effet du genre et du milieu de vie sur l’autoévaluation de la
santé mentale des chefs de famille monoparentale
A. Banerjee, M.B.B.S. (1); B. Janzen, Ph. D. (1)
Introduction : Les chefs de famille monoparentale, l’un des groupes les plus
vulnérables sur le plan socio-économique
au Canada, rapportent de façon constante
un état de santé mentale moins satisfaisant que les parents vivant ensemble. La
plupart des études évaluant leur santé
mentale ne prennent pourtant pas en
considération leur milieu de vie, ou se
concentrent exclusivement sur ceux
vivant en milieu urbain, malgré le nombre
croissant de données indiquant que le
milieu de vie (le degré de ruralité) est un
déterminant de l’état de santé et alors que,
selon les données de 2006, le pourcentage
de chefs de famille monoparentale en
milieu rural au Canada dépassait légèrement les 13 %. De plus, on connaı̂t peu
l’état de santé mentale des pères monoparentaux, même si leur nombre ne cesse
d’augmenter au Canada.
Objectif : Déterminer si l’état de santé
mentale des chefs de famille monoparentale varie selon le genre ou la ruralité, et
quels sont les facteurs (p. ex., économiques, sociaux) contribuant à ces variations
de la santé mentale selon le sexe ou la
ruralité.
Méthodologie : Pour cette analyse, nous
avons sélectionné parmi les participants à
l’Enquête sur la santé dans les collectivités
canadiennes de 2007-2008 (fichier maı̂tre)
un sous-échantillon de chefs de famille
monoparentale âgés de 18 à 64 ans ayant
au moins un enfant de moins de 25 ans
vivant avec eux. La variable dépendante
était l’autoévaluation de l’état de santé
mentale, et les principales variables indépendantes étaient le sexe et le lieu de
résidence, cette dernière variable étant
fondée sur la classification en zones
d’influence des régions métropolitaines
(ZIM) de Statistique Canada. Les covariables étaient l’âge, le statut d’emploi, le
revenu familial, l’accession à la propriété,
la sécurité alimentaire et le sentiment
d’appartenance à la collectivité. Une série
d’analyses de régression logistique unidimensionnelle, bidimensionnelle et multidimensionnelle a été effectuée en vue de
répondre aux questions de recherche. La
pondération de l’échantillonnage et un
programme bootstrap d’estimation de la
variance ont été utilisés pour gérer la
stratégie complexe d’échantillonnage.
Résultats : L’échantillonnage (pondéré)
était constitué de 1 024 856 chefs de
famille monoparentale. Les mères monoparentales constituaient 81 % de l’échantillon, et la majorité des chefs de famille
monoparentale (86 %) vivaient en milieu
urbain. Dans l’ensemble, 9,3 % des mères
monoparentales et 7,0 % des pères monoparentaux ont qualifié leur état de santé
mentale comme étant passable ou médiocre. Le pourcentage de pères monoparentaux ayant un état de santé mentale
passable ou médiocre était de 6,7 % dans
les régions métropolitaines de recensement
et agglomérations de recensement (RMR et
AR), de 11,0 % dans les zones d’influence
des régions urbaines (ZIM) forte ou modérée et de 4,6 % dans les ZIM faible ou
nulle. Les pourcentages de mères monoparentales ayant un état santé mentale
passable ou médiocre étaient de 9,5 %
(RMR et AR), de 7,9 % (ZIM forte ou
modérée) et de 8,2 % (ZIM faible ou
nulle). L’étude des résultats préliminaires
suggère des variations dans l’état de santé
mentale autoévalué et dans l’accès à des
ressources économiques et sociales
(emploi, sécurité alimentaire, sentiment
d’appartenance, etc.) selon le genre et le
degré de ruralité. D’autres analyses utilisant des techniques appropriées d’estimation de la variance demeurent nécessaires
pour déterminer si ces différences sont
statistiquement significatives. De plus, il
faudrait effectuer une analyse de régression logistique multiple pour déterminer si
les différences observées dans l’état de
santé mentale des chefs de famille monoparentale liées au genre ou à la résidence,
ou aux deux, demeurent statistiquement
significatives après un ajustement pour les
principales covariables.
Conclusion : Les résultats de cette étude
enrichissent les connaissances sur les
expériences des chefs de famille monoparentale au Canada et pourront servir à
l’élaboration de politiques mieux ciblées
en vue d’améliorer la santé mentale des
chefs de famille monoparentale.
Mots-clés : politique en matière de santé,
politique sociale, santé mentale, épidémiologie sociale, épidémiologie comportementale, Enquête sur la santé dans les
collectivités canadiennes
Rattachement des auteurs :
1. Département de santé communautaire et d’épidémiologie, Collège de médecine, Université de la Saskatchewan (Saskatchewan), Canada
Correspondance : Ankona Banerjee; courriel : asb426@mail.usask.ca
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
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Lien entre les activités sédentaires et l’idéation suicidaire chez
les adolescents et les jeunes adultes au Canada
M.-A. Bélair, B. Sc. S. (2); I. Colman, Ph.D. (2)
Introduction : Le suicide est la deuxième
cause de décès en importance chez les 15
à 24 ans au Canada. Le taux de suicide
demeure constant parmi les adolescents
canadiens (21,4 %) malgré des taux
décroissants dans d’autres pays développés. Plus de 50 % des adolescents qui
se suicident souffrent d’un trouble dépressif majeur.
Objectif : Déterminer s’il existe un lien
entre l’activité sédentaire et l’idéation
suicidaire chez les adolescents et les
jeunes adultes de 15 à 24 ans.
Méthodologie : Nous avons sélectionné
pour cette analyse 7 914 adolescents et
jeunes adultes de 15 à 24 ans à partir d’un
échantillon initial de 8 356 sujets ayant
participé à l’Enquête sur la santé dans les
collectivités canadiennes (ESCC) – Cycle 4
(2007-2008). Nous avons effectué des tests
de Breslow-Day pour la modification de
l’effet en vue de déterminer la nécessité
d’effectuer une stratification et une analyse de régression logistique multidimensionnelle dans l’évaluation du lien entre
activité sédentaire et idéation suicidaire à
vie. L’activité sédentaire a été classée en
trois catégories en fonction de sa durée
hebdomadaire : 0 à 15, 15 à 34 et 35
heures et plus par semaine.
Résultats : Les sujets sédentaires durant
15 à 34 h par semaine avaient un rapport
de cote (RC) d’idéation suicidaire à vie
1,18 fois plus élevé (intervalle de confiance [IC] à 95 % : 0,99 à 1,41) que celui
des sujets sédentaires entre 0 et 15 h par
semaine, alors que les sujets sédentaires
durant 35 h et plus par semaine avaient un
RC 1,41 fois plus élevé (IC à 95 % : 1,15 à
1,74). Après ajustements pour le sexe,
l’âge, l’autoperception de l’état de santé,
l’autoperception de l’état de santé mentale
et l’indice de masse corporelle (IMC), et
après la modélisation de l’interaction entre
le sexe et l’autoperception de l’état de
santé et entre le sexe et l’IMC, le lien entre
l’idéation suicidaire et l’activité sédentaire
des adolescents et des jeunes adultes de la
catégorie 35 h et plus par semaine est
demeuré significatif avec un RC ajusté de
1,33 (IC à 95 % : 1,06 à 1,68), alors que
pour les sujets de la catégorie 15 à 34 h
par semaine, le lien était non significatif
avec un RC ajusté de 1,11 (IC à 95 % :
0,92 à 1,35). Pour interpréter les termes de
l’interaction, nous avons utilisé des modèles stratifiés en fonction du sexe. Chez
les jeunes hommes percevant leur état de
santé comme étant médiocre ou passable,
le RC d’idéation suicidaire à vie était de
1,26 (IC à 95 % : 0,82 à 1,26), alors que
chez les jeunes femmes il était de 2,33 (IC
à 95 % : 1,68 à 3,23) par rapport au
modèle de référence (autoperception d’un
état de santé bon, très bon ou excellent).
Une augmentation de 10 unités d’IMC a
entraı̂né une réduction de la cote d’idéation suicidaire à vie de 0,97 (IC à 95 % :
0,73 à 1,28) chez les jeunes hommes, alors
qu’elle a entraı̂né une augmentation de la
cote d’idéation suicidaire à vie de 1,58 (IC
à 95 % : 1,29 à 1,92) chez les jeunes
femmes.
Conclusion : Un lien existe entre les
degrés d’activité sédentaire et l’idéation
suicidaire à vie chez les adolescents et les
jeunes adultes ayant une activité sédentaire pendant 35 heures et plus par
semaine. Cette observation est préoccupante puisqu’un pourcentage de plus en
plus élevé d’adolescents et de jeunes
adultes consacrent plus davantage de
temps à une activité sédentaire.
Cependant, en raison de la nature transversale des données de l’ESCC, nous ne
pouvons pas nous prononcer sur la direction de ce lien. Il faudrait une recherche
plus poussée à l’aide de données longitudinales.
Mots-clés : santé mentale, Enquête sur la
santé dans les collectivités canadiennes,
dépression, suicide
Rattachement des auteurs :
2. Département d’épidémiologie et de médecine communautaire, Université d’Ottawa, Ottawa (Ontario), Canada
Correspondance : Marc-André Bélair; courriel : mabelair@mabelair.com
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Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
État de santé et utilisation des services de soins de santé chez
les personnes itinérantes atteintes d’une maladie mentale :
concordance entre déclarations et dossiers médicaux
administratifs dans le cadre du projet multicentrique At
Home/Chez Soi
A. Hinds, M. Sc. (3); J. Distasio, Ph. D. (4); P. J. Martens, Ph. D. (5); M. Smith, M. Sc. (5)
Introduction : Les personnes itinérantes
dont l’état de santé est précaire utilisent
souvent les services de soins de santé.
Objectif : Étudier l’état de santé et
l’utilisation des services de soins de santé
et la fourniture de médicaments sur
ordonnance des personnes itinérantes
atteintes de maladie mentale et comparer
leurs déclarations aux données administratives relatives aux demandes de
remboursement, en vue d’estimer le degré
de concordance entre les deux sources de
données.
Méthodologie : Nous avons comparé les
données de référence d’une enquête réalisée
auprès de 100 participants de la section de
Winnipeg du projet At Home/Chez soi de la
Commission de la santé mentale du Canada
aux dossiers médicaux administratifs sans
identifiants conservés au service d’archives
du Centre d’élaboration de la politique des
soins de santé du Manitoba. Nous avons
analysé les caractéristiques des participants, leurs antécédents d’itinérance et leur
utilisation des services de soins de santé,
ainsi que leur état de santé relativement à
l’asthme, à l’hypertension, à l’arthrite et au
diabète (en utilisant des définitions préalablement validées). Les participants ont été
classés de manière similaire sur la base de
leurs réponses à l’enquête. Le degré de
concordance entre les deux ensembles de
données a été évalué à l’aide d’une tabulation en croix et du coefficient kappa [k].
données concernant les maladies a varié
de faible (k = 0,27) pour l’arthrite à
modéré (k = 0,57) pour l’hypertension.
Les sujets étaient plus susceptibles d’être
considérés comme étant atteints de l’une
des quatre maladies sélectionnées si on se
fiait aux données administratives plutôt
qu’aux données de l’enquête.
Résultats : Nous avons pu coupler 100 %
des réponses fournies par les personnes
itinérantes aux données archivées. En une
année, 97 % des participants avaient
consulté au moins une fois un médecin
dans un service de soins ambulatoires, le
taux ajusté pour le sexe et l’âge étant de
14,82 par année-personne (taux global au
Manitoba : 4,99 par année-personne);
34 % avaient été hospitalisés (taux ajusté
de congé d’hôpital : 491 par mille annéespersonnes par rapport au taux global au
Manitoba de 137 par mille années-personnes) et 95 % avaient reçu un médicament sur ordonnance au moins une fois,
65 % étant pour un médicament traitant
une maladie du système nerveux (la
majorité étant des psycholeptiques). Le
degré de concordance entre les sources de
Conclusion : L’utilisation des services de
soins de santé et de médicaments fournis
sur ordonnance par les personnes itinérantes ayant participé à l’enquête était
élevée comparativement à la population
générale. Le degré de concordance entre
les deux sources de données variait de
faible à modéré pour la détection de
maladies. Les chercheurs évaluant des
personnes itinérantes atteintes d’une
maladie mentale devraient envisager d’utiliser des sources de données variées pour
estimer la prévalence d’une maladie et
l’utilisation des services de soins de santé.
Rattachement des auteurs :
3. Département des sciences de la santé communautaire, Université du Manitoba, Winnipeg (Manitoba), Canada
4. Institut des études urbaines, Université de Winnipeg, Winnipeg (Manitoba), Canada
5. Centre d’élaboration de la politique des soins de santé du Manitoba, Université du Manitoba, Winnipeg (Manitoba), Canada
Correspondance : Aynslie Hinds; courriel : umhinds0@cc.umanitoba.ca
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
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Mots-clés : santé mentale, méthodes
épidémiologiques, utilisation des services
de soins de santé, dossiers médicaux
administratifs, itinérance
Modélisation des coûts des épisodes de soins dans les cas
d’exacerbation de la maladie pulmonaire obstructive chronique
J. P. Kuwornu, M. Sc. (6); L. M. Lix, Ph. D. (6, 7); J. M. Quail, Ph. D. (6, 7); E. Wang, M. Sc. (7); M. Osman, M.A. (7)
Introduction : Un épisode de soins (EdS)
est un ensemble de services de soins de
santé associés à une maladie aiguë ou
chronique. Les EdS sont utilisés pour
évaluer les variations de coûts et d’utilisation de différentes stratégies thérapeutiques. Les modèles prédictifs de
l’utilisation et des coûts peuvent être
utilisés pour déterminer quelles stratégies
thérapeutiques donneront les résultats
optimaux. Cependant, une difficulté
importante dans l’élaboration de prédictions valides et précises est le choix d’un
modèle statistique approprié.
pour un diagnostic principal de MPOC de
2000-2001 à 2009-2010, et calculé les
coûts totaux pour l’hospitalisation, les
médecins et les médicaments pour chaque
EdS, avec ajustement en fonction de
l’inflation. Nous avons comparé le modèle
marginal pour l’équation d’estimation
généralisée (EEG) et des modèles à effets
aléatoires à une distribution binomiale
gamma ou négative pour le coût moyen
d’EdS et au modèle de régression quantile
pour les coûts médians d’EdS. Les covariables incluaient les variables personnelles,
socioéconomiques et pathologiques.
Objectif : Comparer différents modèles
statistiques pour prédire les coûts des EdS
dans les cas d’exacerbation de la maladie
pulmonaire obstructive chronique (MPOC).
Résultats : Nous avons repéré dans la
cohorte de l’étude (n = 41 848) 20 999 EdS
amorcés par une hospitalisation en raison
d’une exacerbation de MPOC. L’âge
moyen des sujets atteints de MPOC était
de 71 ans (écart-type [É.-T.] : 12) et le
pourcentage de sujets de sexe masculin
était de 53 %. La courbe des coûts totaux
était très asymétrique. Le coût médian
total était de 4 506 $, alors que le coût
moyen était de 7 968 $ (É.-T. : 13 354 $).
La valeur médiane était plus élevée lors
des épisodes (n = 2 400) au cours
desquels le patient est décédé (8 380 $)
qu’au cours des épisodes où le patient a
survécu (n = 18 599; 4 400 $). Le modèle
à effets aléatoires et le modèle EEG ne
Méthodologie : Les données de l’étude
incluaient les congés de l’hôpital, les
demandes de remboursement des médecins, les dossiers relatifs aux médicaments
fournis sur ordonnance et les registres de
population de la Saskatchewan. La
cohorte de l’étude était constituée de
personnes de 35 ans et plus ayant reçu
un diagnostic de MPOC selon les
demandes de remboursement des hôpitaux ou des médecins. Nous avons repéré
les EdS amorcés par une hospitalisation
correspondaient pas à la distribution
gamma. Le modèle de distribution binomiale négative correspondait bien aux
données de la somme des carrés des
écarts. Toutes les covariables de ce modèle étaient statistiquement significatives,
à l’exception du sexe (p = 0,8179) et de
l’âge (p = 0,0610). Le modèle de régression quantile correspondait également;
seul le score de comorbidité de Charlson
n’était pas statistiquement significatif
(p = 0,5791).
Conclusion : Le modèle de régression
quantile et le modèle marginal avec une
distribution binomiale négative semblent
être des méthodes valides étant donné le
faible pourcentage de sujets associés à des
coûts d’EdS élevés en raison d’une MPOC.
Les modèles ont donné divers résultats
relativement à l’importance des covariables. Le choix de modèles influence les
caractéristiques des patients associées aux
coûts des soins de santé et aux démarches
thérapeutiques, et peut mener à différentes conclusions concernant les stratégies thérapeutiques optimales chez les
patients atteints de MPOC.
Mots-clés : analyse longitudinale, méthodes épidémiologiques, épidémiologie
des maladies respiratoires
Rattachement des auteurs :
6. École de santé publique, Université de la Saskatchewan, Saskatoon (Saskatchewan), Canada
7. Conseil sur la qualité des soins de santé, Saskatoon (Saskatchewan), Canada
Correspondance : John Paul Kuwornu; courriel : paul.kuwornu@usask.ca
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Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Caractéristiques associées à une douleur accrue et à une
récupération fonctionnelle réduite trois à cinq ans après une
arthroplastie totale du genou
J. E. Mollins, M. Sc. (8); C. A. Jones, Ph. D. (9, 10); M. Clark, M.D. (11); L. Beaupré, Ph. D. (9, 10)
Introduction : La fréquence des arthroplasties totales du genou (ATG) pratiquées au
Canada s’accroı̂t de façon constante; pourtant, de 9 % à 19 % des patients ayant subi
une ATG bénéficient d’une amélioration
légère ou nulle quant au fonctionnement
physique et à l’atténuation de la douleur
après l’intervention. Il n’existe pas de consensus concernant les facteurs associés à ces
résultats insatisfaisants. La détermination
des caractéristiques des patients associées à
une douleur accrue et à un état fonctionnel
négatif après l’intervention pourrait aider à
cibler les patients moins susceptibles de
bénéficier de cette intervention chirurgicale.
Si ces facteurs sont modifiables, ils pourraient être corrigés avant l’ATG en vue
d’améliorer les résultats postopératoires.
S’ils ne sont pas modifiables, les patients
purraient être informés pour que leurs
attentes postopératoires soient réalistes.
Objectif : Déterminer les caractéristiques
des patients, modifiables ou non, susceptibles d’être associées à de faibles indices
WOMAC (Western Ontario McMaster
Osteoarthritis Index) relativement à la
douleur et à la fonction physique, trois à
cinq ans après une ATG.
Méthodologie : Il s’agit d’une analyse
secondaire des données de l’Alberta
Arthroplasty Study, un vaste essai clinique
randomisé. Nous avons effectué des analyses descriptives de base et comparé les
indices initiaux des patients qui répondaient au traitement et de ceux qui n’y
répondaient pas, ainsi qu’une analyse de
régression linéaire univariée pour les variables indépendantes : âge, sexe, distribu-
tion dans les groupes, indice de masse
corporelle (IMC), catégories de comorbidités (2 maladies et moins et 3 maladies et
plus), présence de dorsalgie, état relatif au
diabète, présence d’une pneumopathie,
tabagisme, résultats initiaux au questionnaire SF-36 (Medical Outcomes Study 36item Short Form) sur la santé mentale,
indices initiaux WOMAC relatifs au fonctionnement physique et indices initiaux
WOMAC relatifs à la douleur. Cette étape
initiale d’élaboration de modèle a été
effectuée deux fois : une fois avec les
indices WOMAC relatifs à la douleur et
une fois avec les indices WOMAC relatifs à
l’état fonctionnel comme variable dépendante. Une analyse de régression multivariée a ensuite été élaborée à l’aide de
méthodes de sélection intentionnelle. La
stabilité finale du modèle a été évaluée à
l’aide de programmes de régression multiple ascendante et de régression multiple
descendante pour déterminer la concordance entre les variables significatives. Les
facteurs d’augmentation de la variance ont
été calculés pour tester la colinéarité.
Résultats : En tout, 388 patients ont accepté
de poursuivre l’évaluation de 3 à 5 années
après l’ATG. Nous avons observé des
améliorations significatives des indices
WOMAC relatifs à la douleur et à l’état
fonctionnel. Dans les analyses multivariées,
un âge plus avancé, la présence de dorsalgie
et l’embonpoint ou l’obésité étaient des
indices d’un degré plus élevé de douleur et
d’un état fonctionnel moindre. De meilleurs
indices WOMAC relatifs à la douleur et de
meilleurs indices SF-36 relatifs à la santé
mentale avant l’intervention ont été associés
Rattachement des auteurs :
8. Faculté de la médecine de réadaptation, Université de l’Alberta, Edmonton (Alberta), Canada
9. Département de physiothérapie, Université de l’Alberta, Edmonton (Alberta), Canada
10. Alberta Innovates – Health Solutions, Edmonton (Alberta), Canada
11. Département de chirurgie, Université de l’Alberta, Edmonton (Alberta), Canada
Correspondance : Juliana Mollins; courriel : mollins@ualberta.ca
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
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à de meilleurs résultats quant à la douleur
après l’ATG. De meilleurs indices WOMAC
relatifs à l’état fonctionnel et de meilleurs
SH-36 relatifs à la santé mentale avant
l’intervention étaient prédictifs de meilleurs
résultats fonctionnels après l’ATG. Les
coefficients de détermination (R2) étaient
de 0,15 pour le modèle de la douleur et de
0,19 pour le modèle de l’état fonctionnel.
Conclusion : Un âge plus avancé était
associé à de moins bons résultats relativement à la douleur plusieurs années après
l’ATG; cependant, des patients âgés ont
présenté des améliorations quant à la
douleur similaires à celles observées chez
de jeunes sujets. Par conséquent, un âge
avancé ne devrait pas être un facteur
limitatif lorsqu’on évalue des candidats à
une ATG. Un IMC plus élevé était aussi un
facteur prédictif important de la douleur et
de l’état fonctionnel à long terme. Les
interventions pour prendre en charge
l’IMC et la dorsalgie devraient être envisagées avant l’intervention afin d’améliorer au maximum les résultats de l’ATG. On
devrait pouvoir réviser les attentes des
patients concernant les résultats de l’ATG
en se fondant sur ces facteurs de risque
ciblés. Les faibles valeurs R2 indiquent une
capacité limitée du modèle à prédire les
résultats 3 à 5 ans après l’intervention
chirurgicale. Une recherche plus poussée
pourrait inclure d’autres variables psychosociales dans les modèles fondés sur les
interventions médicales lors de l’évaluation des résultats de l’ATG.
Mots-clés : épidémiologie clinique, analyse longitudinale, vieillissement
Mesures de l’importance relative des variables pour les données
non normales : application aux résultats déclarés par les
patients à propos de leur qualité de vie liée à la santé
T. T. Sajobi, Ph. D. (12); B. M. Dansu, Ph. D. (12); L. M. Lix, Ph. D. (12)
Introduction : Les mesures de la qualité
de vie liée à la santé (QdVLS) sont
largement utilisées dans les essais cliniques pour évaluer l’efficacité de nouveaux
traitements sur les plans physique, psychologique et social. Des mesures de
l’importance des variables dérivées de
l’analyse discriminante descriptive (ADD)
et des méthodes d’analyse de la variance
de plusieurs variables (MANOVA) ont été
élaborées en vue d’évaluer l’importance
du domaine pour les données de la QdVLS
recueillies à un moment donné. Elles
incluent les coefficients standardisés de
la fonction discriminante, les coefficients
du ratio discriminant et les F d’exclusion
[F-to-remove]. Cependant, ces mesures
peuvent donner un classement par ordre
de grandeur incohérent des données sur la
QdVLS caractérisées par des distributions
non normales.
Objectif : Élaborer et mettre en pratique des
mesures de l’importance relative dérivées
des méthodes ADD et MANOVA qui soient
fondées sur les moyennes tronquées et les
covariables de Winsor pour évaluer
l’importance d’un domaine dans les données multivariées non normales.
Méthodologie : Des méthodes ADD et
MANOVA non sensibles (c.-à-d. robustes)
aux écarts par rapport à l’hypothèse de
normalité multivariée ont été élaborées en
remplaçant les estimations de la moyenne
par les moindres carrés par des moyennes
tronquées, et les covariables par des
covariables de Winsor. Les mesures de
l’importance des variables dérivées des
coefficients de ces méthodes ADD et
MANOVA robustes ont été utilisées pour
classer par ordre d’importance les variables pour les données multivariées non
normales. Les mesures de l’importance
des variables fondées sur les moindres
carrés et les estimateurs robustes ont été
illustrées à l’aide des données de l’étude
en cours Manitoba Inflammatory Bowel
Disease Cohort, une étude de cohorte
longitudinale visant à évaluer les facteurs
psychosociaux prédictifs des problèmes de
santé. Nous avons comparé les participants de cette étude ayant déclaré une
maladie évolutive (n = 265) ou non
évolutive (n = 116) en utilisant les quatre
domaines du questionnaire sur les maladies inflammatoires de l’intestin (IBDQ,
Inflammatory
Bowel
Disease
Questionnaire) et les huit domaines du
questionnaire SF-36 (Medical Outcomes
Study 36-item Short Form), ce dernier
évaluant les aspects physique et mental de
la santé et du bien-être des participants.
sur les estimateurs des moindres carrés
pour évaluer l’importance des domaines,
les domaines des symptômes intestinaux
dans l’IBDQ et les domaines de la santé en
général dans le SF-36 ont été déterminés
comme étant les domaines les plus importants. Ce sont les domaines émotionnels
dans l’IBDQ et les domaines de la santé en
général dans le SF-36 qui ont été déterminés comme étant les domaines les plus
importants pour distinguer les deux
groupes (maladie évolutive et maladie
non évolutive) lorsque les mesures de
l’importance des variables fondées sur les
moyennes tronquées et les covariables de
Winsor ont été utilisées. Le classement
par ordre d’importance des domaines
restants a varié selon les mesures de
l’importance des variables et les méthodes
d’estimation.
Résultats : Lorsque nous avons utilisé les
mesures de l’importance relative fondée
Mots-clés : biostatistique, population,
santé publique
Conclusion : Ces mesures de l’importance
relative peuvent être utilisées pour choisir
un sous-groupe restreint de domaines qui
distinguent le mieux les groupes d’après
les données non normales sur la QdVLS.
Une recherche additionnelle est nécessaire
en vue d’étudier les propriétés de ces
mesures dans différentes conditions
d’analyse de données.
Rattachement des auteurs :
12. École de la santé publique, Université de la Saskatchewan, Saskatoon (Saskatchewan)
Correspondance : Tolulope Sajobi; courriel : tts229@mail.usask.ca
$
127
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Utilisation des soins de santé féminine par les femmes infectées
par le VIH recevant un traitement antirétroviral en
Colombie-Britannique*
X. Wang, M.H.P. (13); K. A. Salters, M.H.P. (14); H. Wang, M. Sc. (14); W. Zhang, M. Sc. (14); N. Pick, M.D. (15, 16); J. S.
Montaner, M.D. (14, 15); R. S. Hogg, Ph. D. (13, 14); A. Kaida, Ph.D. (13)
*Ce résumé se trouve dans une version complète de l’article avec la citation suivante : Wang X,
Salters KA, Zhang W, McCandless L, Money D, Pick N, Montaner JSG, Hogg RS, Kaida A. Women’s
Health Care Utilization among Harder-to-Reach HIV-Infected Women ever on Antiretroviral
Therapy in British Columbia. AIDS Research and Treatment. 2012; doi:10.1155/2012/560361
Introduction : Les femmes représentent
plus de 50 % des personnes infectées par le
VIH (VIH+) à l’échelle mondiale et environ
22 % à l’échelle nationale. L’existence
d’expériences uniques à ces femmes VIH+
est bien établie : comparativement aux
femmes non infectées par le VIH, les
femmes VIH+ sont plus susceptibles de
présenter des troubles gynécologiques et
des problèmes liés à la ménopause, telle
l’ostéoporose. Cependant, plusieurs études
ont suggéré que les soins de santé féminine
étaient sous-utilisés par les femmes VIH+
même s’il a été démontré que l’utilisation
appropriée de ce type de soins réduisait le
fardeau des maladies liées à l’infection par
le VIH.
Objectif : Estimer la fréquence et les
covariables de l’utilisation des soins de
santé féminine par les femmes VIH+ ayant
reçu un traitement antirétroviral (TAR) en
Colombie-Britannique (C.-B.).
Méthodologie : L’étude longitudinale
LISA (Longitudinal Investigations of
Supportive and Ancillary Health Services)
regroupe des personnes infectées par le
VIH ayant reçu un TAR dans différentes
cliniques en C.-B. Les données de l’enquête
transversale sur les facteurs sociodémographiques, l’utilisation des services de soutien et la qualité de vie ont été couplées aux
données cliniques longitudinales sur le VIH
disponibles par l’intermédiaire du programme provincial Drug Treatment
Program. Aux fins de cette analyse, l’inclusion des données a été limitée aux données
des sujets de l’étude LISA identifiés comme
étant de sexe féminin. Le paramètre évalué
était l’utilisation actuelle des soins de santé
féminine. Les réponses dichotomiques (oui
ou non) étaient fondées sur les réponses à
la question de l’enquête LISA : « J’ai un
médecin que je vois régulièrement pour des
soins de santé féminine ». Les covariables
indépendantes incluaient des caractéristiques personnelles (âge, origine ethnique,
autorité sanitaire, résidence en milieu rural
ou urbain, état matrimonial), des variables
sociodémographiques (scolarité, emploi,
revenu, stabilité de résidence, sécurité
alimentaire), des variables psychosociales
(stigmatisation, perception de problèmes
ou de cohésion avec le voisinage, qualité de
vie), des variables relatives à l’abus de
substances (alcool, drogue illicite, drogue
injectable), des variables relatives à la
santé sexuelle (activité sexuelle, utilisation
de préservatifs, antécédents de commerce
du sexe, intention de grossesse, nombre
d’accouchements, antécédents d’infections
transmissibles sexuellement, résultat anormal au test Pap dans les 6 derniers mois),
des variables relatives à la santé mentale
(symptômes de dépression) et des variables cliniques relatives au VIH (TAR,
nombre de cellules CD4+, charge virale
Rattachement des auteurs :
13.
14.
15.
16.
Faculté des sciences de la santé, Université Simon Fraser, Burnaby (Colombie Britannique), Canada
Centre d’excellence sur le VIH/sida de la Colombie Britannique, Vancouver (Colombie Britannique), Canada
Faculté de médecine, Université de la Colombie Britannique, Vancouver (Colombie Britannique), Canada
Oak Tree Clinic, BC Women’s Hospital and Health Centre, Vancouver (Colombie Britannique), Canada
Correspondance : Xueto Wang; courriel : wangxtk@gmail.com
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
$
128
plasmatique, suppression virale, durée de
l’immunodépression). Des analyses bidimensionnelles et des analyses de régression logistique multidimensionnelles ont
été effectuées en vue de déterminer les
facteurs associés à l’utilisation des soins de
santé féminine.
Résultats : Parmi les 231 participantes,
77 % recevaient régulièrement des soins
de santé féminine. L’âge médian était de
41 ans, 49 % étaient d’origine autochtone,
72 % avaient un revenu annuel inférieur à
15 000 $, 62 % avaient une résidence
stable et 23 % avaient une sécurité alimentaire. Dans le cadre de l’analyse
multidimensionnelle, les facteurs associés
à l’utilisation de soins de santé féminine
englobaient les suivants : vivre à l’extérieur du territoire de l’autorité sanitaire
de l’Île de Vancouver (rapport de cotes
[RC] = 0,12; intervalle de confiance [IC] à
95 % : 0,04 à 0,37), ne pas consommer de
drogues illicites (RC : 0,42; IC à 95 % :
0,19 à 0,92), avoir un revenu annuel plus
élevé (RC : 6,73; IC à 95 % : 1,85 à 24,54)
et avoir une grande confiance en le fournisseur de soins de santé (échelle QdV)
(RC : 1,03; IC à 95 % : 1,00 à 0,05).
Conclusion : Malgré la fréquence relativement élevée de l’utilisation des soins de
santé féminine par les femmes VIH+
recevant un TAR en C.-B., il existe
toujours une lacune dans les services de
soins de santé sur les plans géographique
et social. Pour intégrer efficacement les
soins de santé féminine dans le cadre des
soins systématiques aux personnes VIH+,
on doit adapter les programmes et les
services aux besoins des femmes en
répondant aux déterminants sociaux et
structurels relatifs à leur santé.
Mots-clés : épidémiologie sociale et
comportementale, santé des femmes,
recherche sur les services de santé
$
129
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
Remerciements à nos évaluateurs de 2012
Nous tenons à remercier les personnes suivantes pour leur contribution inestimable en tant qu’évaluateurs pour la revue Maladies
chroniques et blessures au Canada en 2012. Leur expertise contribue grandement à la qualité de notre revue et à la diffusion des
nouvelles connaissances auprès de la communauté scientifique, au Canada comme à l’échelle internationale.
Rebecca Armstrong
Philip Groff
Joel Monárrez-Espino
Laurent Azoulay
Marguerite Guiguet
Lisa Oliver
Shelina Babul
Ken Johnson
Sai Yi Pan
Claude Bégin
Marie-Jeanne Kergoat
Louise Parker
Claudia Blais
Kyungsu Kim
Jennifer Payne
Robert Brison
Malcolm King
William Pickett
Mariana Brussoni
Lucie Laflamme
Karen Poon
Stephanie Burrows
Rachel Lane
Virginia Powell
Leslie Campbell
Kristian Larsen
Bob Prosser
Mary Chipman
Bernard-Simon Leclerc
Brian Rowe
Rachel Colley
Gilles Légaré
Conor Sheridan
Sarah Connor Gorber
Bing Li
Richard Stanwick
Michael Cusimano
Lisa Lix
Gerold Stucki
Fernando De Maio
Alice Lytwyn
Eva Suarthana
Jessica Dennis
Alison Macpherson
Katherine Teng
Helen Edwards
Ruth Martin-Misener
Wendy Thompson
Tewodros Eguale
Ian McDowell
Bliss Tracy
Mariam El-Zein
Steven McFaull
Jean-Pierre Villeneuve
Marie-Pierre Gagnon
Elizabeth McGregor
Michelle Vine
Alain Gauthier
Larry McKeown
Kathryn Wilkins
Julie Green
Leia Minaker
Katrina Zanetti
Vol 33, no 2, mars 2013 – Maladies chroniques et blessures au Canada
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130
MCBC : Information à l’intention des auteurs
Maladies chroniques et blessures au Canada (MCBC)
Lettre au rédacteur : L’on envisage la publication
Remerciements : Mentionnez toute aide matérielle
est une revue scientifique trimestrielle dont les
d’observations au sujet d’articles récemment parus
ou financière dans les remerciements. Si des
articles de fond sont soumis à un examen par les
dans MCBC (maximum 500 mots). Sans résumé.
remerciements sont faits à une personne pour une
pairs. La revue s’intéresse particulièrement à la
contribution scientifique majeure, les auteurs
prévention et la lutte contre les maladies non
Recension de livres/logiciels : La rédaction les
doivent mentionner dans la lettre d’accompagnement
transmissibles et les traumatismes au Canada.
sollicitent d’habitude (500–1 300 mots), mais les
qu’ils en ont obtenu la permission écrite.
Ce champ d’intérêt peut englober les recherches
propositions sont appréciées. Sans résumé.
effectuées dans des domaines tels que l’épidémiologie,
la santé publique ou communautaire, la biostatistique,
Présentation des manuscrits
les sciences du comportement, et l’économie ou les
Références : Les références devraient être conformes
au « code de style de Vancouver » (consultez
un numéro récent de MCBC à titre d’exemple),
services de la santé. La revue s’efforce de stimuler
Les manuscrits doivent être adressés à la gestion
numérotées à la suite, dans l’ordre où elles
la communication au sujet des maladies chroniques
de la rédaction, Maladies chroniques et blessures
apparaissent pour la première fois dans le texte, les
et des traumatismes entre les professionnels en santé
au Canada, Agence de santé publique du
tableaux ou les figures (avec des chiffres en
publique, les épidémiologistes et chercheurs, et
Canada, 785, avenue Carling, Indice de l’adresse :
exposants ou entre parenthèses); mentionnez
les personnes qui participent à la planification de
6806B, Ottawa (Ontario) K1A 0K9, courriel :
jusqu’à six auteurs (les trois premiers et « et collab. »
politiques en matière de santé et à l’éducation à la
cdic-mcbc@phac-aspc.gc.ca.
s’il y en a plus) et enlevez toute fonction
santé. Le choix des articles repose sur les critères
automatique de numérotation des références
suivants : valeur scientifique, pertinence sur le plan
Maladies chroniques et blessures au Canada suit
employée dans le traitement de texte. Toute
de la santé publique, clarté, concision et exactitude
en général (à l’exception de la section sur les
observation/donnée inédite ou communication
technique. Bien que MCBC soit une publication de
illustrations) les « Exigences uniformes pour les
personnelle citée en référence (à éviter) devrait
l’Agence de la santé publique du Canada, nous
manuscrits présentés aux revues biomédicales »,
être intégrée au texte, entre parenthèses. Il incombe
acceptons des articles d’auteurs des secteurs public
approuvées par le Comité international des
aux auteurs d’obtenir l’autorisation requise et de
et privé. Les auteurs demeurent responsables du
rédacteurs de revues médicales. Pour plus de
veiller à l’exactitude de leurs références.
contenu de leurs articles, et les opinions exprimées
précisions, les auteurs sont priés de consulter ce
ne sont pas forcément celles du Comité de rédaction
document avant de soumettre un manuscrit à
Tableaux et figures : Seules les graphiques
de MCBC ni celles de l’Agence de la santé publique
MCBC (voir <www.icmje.org>).
vectorisés sont acceptables. Mettez les tableaux et
du Canada.
les figures sur des pages distinctes et dans un
Types d’articles
Liste de vérification pour la
présentation des manuscrits
Article de fond (soumis à une évaluation par
Lettre d’accompagnement : Signée par tous les
et ne pas être trop nombreux. Numérotez-les
les pairs) : Le corps du texte ne doit pas comporter
auteurs, elle doit indiquer que tous les auteurs
dans l’ordre de leur apparition dans le texte, et
plus de 4 000 mots (sans compter le résumé, les
ont pris connaissance de la version finale du
mettez
tableaux, les figures et la liste de références). Il
document, l’ont approuvée et ont satisfait aux
comme notes au bas du tableau, identifiées par
peut s’agir de travaux de recherche originaux, de
critères applicables à la paternité de l’œuvre
des lettres minuscules en exposants, selon l’ordre
rapports de surveillance, de méta-analyses ou de
figurant dans les Exigences uniformes et elle doit
alphabétique. Présentez les figures sous forme
documents de méthodologie.
également comporter un énoncé en bonne et due
de graphiques, diagrammes ou modèles (pas
forme faisant état de toute publication (ou soumission
d’images), précisez le logiciel utilisé et fournissez
pour publication) antérieure ou supplémentaire.
les titres et les notes de bas de page sur une page
(des) fichier(s) différent(s) de celui du texte (ne
les intégrez pas dans le corps du texte). Ils doivent
être aussi explicites et succincts que possible
Rapport de situation : Description des programmes,
des études ou des systèmes d’information ayant trait
les
renseignements
complémentaires
séparée.
à la santé publique canadienne (maximum de
Première page titre : Titre concis avec les noms
3 000 mots). Sans résumé.
complets de tous les auteurs avec leur affiliation,
Nombre de copies : Par courrier – une version
le nom de l’auteur chargé de la correspondance,
complète avec tableaux et figures; une copie
Rapport de conférence/d’atelier : Résumés
son adresse postale et son adresse de courrier
de tout matériel connexe, et une copie du
d’événements d’envergure récents ayant des
électronique, son numéro de téléphone et son
manuscrit sur disquette ou disque compact. Par
liens avec la santé publique nationale (ne doit
numéro de télécopieur. Le dénombrement des
courriel – au cdic-mcbc@phac-aspc.gc.ca et lettre
pas dépasser 1 200 mots). Sans résumé.
mots du texte et du résumé se font séparément.
d’accompagnement par télécopieur ou courrier à
Forum pancanadien : Les auteurs peuvent partager
Deuxième page titre : Titre seulement et début
de l’information portant sur les résultats de
de la numérotation des pages.
l’adresse indiquée à la couverture avant intérieure.
surveillance, des programmes en cours d’élaboration
ou des initiatives liées à la politique en matière de
Résumé : Non structuré (un paragraphe, pas de
santé publique, tant au niveau national que régional
titres), moins de 175 mots (maximum de 100 s’il
(maximum de 3 000 mots). Sans résumé.
s’agit d’un article court) suivi de trois à huit mots clés,
de préférence choisis parmi les mots clés MeSH
(Medical Subject Headings) de l’Index Medicus.
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Thank you for your participation!

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