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JULIE LAPOINTE
EFFET D’INTERACTION ENTRE LES FACTEURS DE RISQUE POSTURAUX ET
PSYCHOSOCIAUX DE L’ENVIRONNEMENT DE TRAVAIL SUR LA SURVENUE DES
SYMPTÔMES MUSCULOSQUELETTIQUES CHEZ LES UTILISATEURS DE POSTE
INFORMATIQUE
Mémoire présenté à la Faculté des études supérieures de l’Université Laval
dans le cadre du programme de maîtrise en épidémiologie pour l’obtention du grade de maître ès sciences (M.Sc.)
DÉPARTEMENT DE MÉDECINE SOCIALE ET PRÉVENTIVE FACULTÉ DE MÉDECINE
UNIVERSITÉ LAVAL QUÉBEC
2008
© Julie Lapointe, 2008
Résumé OBJECTIF : Évaluer la présence d’un effet d’interaction entre les facteurs de risque
posturaux et psychosociaux de l’environnement de travail sur la proportion
d’incidence des troubles musculosquelettiques (TMS) au cou et aux épaules, au bas
du dos, et aux membres supérieurs, selon le genre. MÉTHODES : Les participants,
composant une cohorte de 2 431 cols blancs, ont répondu à un questionnaire auto-
administré. Les facteurs de risque posturaux du travail au poste informatique, les
facteurs de risque psychosociaux de l’environnement de travail ainsi que plusieurs
facteurs socio-démographiques et individuels ont été mesurés par ce questionnaire.
Les modèles de la tension au travail de Karasek et du déséquilibre efforts-
reconnaissance de Siegrist ont été utilisés pour caractériser l’environnement
psychosocial du travail. Après un suivi de trois ans, la proportion d’incidence des
TMS a été évaluée pour chacun des trois sites anatomiques étudiés. La fraction
étiologique due à l’interaction et son intervalle de confiance à 95% ont été utilisés
comme indicateurs de la présence d’interaction dans le modèle additif.
RÉSULTATS : Une interaction significative entre les facteurs de risque posturaux et
psychosociaux selon le modèle de la tension au travail a été observée chez les
hommes pour les TMS au bas du dos. Deux interactions significatives entre les
facteurs de risque posturaux et psychosociaux selon le modèle du déséquilibre
efforts-reconnaissance ont été observées chez les femmes pour les TMS aux sites du
cou et des épaules et des membres supérieurs. Plusieurs indications (non
significatives) de la présence d’interaction ont également été observées.
CONCLUSION : Ces résultats suggèrent que la présence simultanée des facteurs de
risque posturaux et psychosociaux étudiés accroît l’effet pathogène individuel de
chacun de ces facteurs. Ces résultats sont des plus encourageants pour le domaine de
la santé et sécurité au travail puisque cela implique que le fait de retirer un de ces
deux facteurs de risque, selon ce qui est possible de modifier pour un poste de travail,
aura l’effet bénéfique additionnel d’éliminer la proportion d’incidence des TMS due à
l’interaction.
ii
Abstract OBJECTIVE: To investigate interaction between psychosocial and postural work
factors on the incidence of self-reported musculoskeletal symptoms among a group of
white-collar workers. METHODS: Psychosocial and postural work factors were
assessed in a cohort of 2,431 white-collar workers (baseline participation: 76%,
follow up participation: 91%). The job strain (Karasek’s) model and the effort-reward
(Siegrist’s) model were used to characterize the psychosocial work environment.
Postural factors related to Visual Display Unit work were assessed using a self-report
questionnaire. Three years later, the incidence proportion of musculoskeletal
symptoms at three different anatomical sites (shoulder-neck, lower back, and upper
limbs) was estimated with a modified version of the Nordic questionnaire. Analyses
were stratified for gender. Interaction was defined as a departure from the addition of
individual risk factors and its importance was estimated with the attributable
proportion due to interaction and its 95% interval. RESULTS: A significant
interaction between job strain and postural factors was observed for men for the
lower back. Two significant interactions between effort-reward and postural factors
were observed for women in the shoulder-neck and the upper limbs regions. Several
indications of interaction between psychosocial and postural work factors were
observed. CONCLUSION: The simultaneous presence of postural and psychosocial
risk factors seems to increase the individual pathogenic effect of each risk factor on
the incidence of musculoskeletal symptoms. This interaction effect is of primary
importance for work intervention practices as it means that succeeding to reduce
anyone of these two risk factors will likely have the additional benefit to reduce the
interaction effect of the incidence proportion of musculoskeletal symptoms.
Avant-Propos Le présent mémoire est pour moi l’achèvement d’une grande réalisation académique.
D’abord, mes travaux de maîtrise m’ont permis de découvrir le merveilleux monde de
la recherche et d’y acquérir des compétences. De par ma formation et ma pratique en
ergothérapie, j’ai développé une vision holistique de la santé. L’analyse des aspects
posturaux et psychosociaux au travail s’est donc bien inscrite dans cette optique de la
santé.
Le premier chapitre du mémoire dresse un portrait de l’état des connaissances
actuelles sur les facteurs de risque au travail associés aux TMS. Le chapitre II décrit
parcimonieusement la méthodologie employée pour répondre à la question de
recherche. Deux manuscrits rédigés en anglais ont été insérés aux chapitres III et IV.
Le chapitre V comporte la discussion générale et il est suivi de la conclusion. Les
résultats ont été divisés en trois sections, soit dans les deux manuscrits et à l’annexe
E. Afin d’éviter les redondances, une seule liste de références a été créé. Les
manuscrits seront soumis avec leur liste de références spécifiques.
Je suis l’auteure principale des deux manuscrits insérés dans le présent mémoire. J’ai
effectué les étapes de recherche de la littérature, de développement et de rédaction du
protocole de recherche, de réalisation des analyses et de la rédaction. Les co-auteurs
ont tous contribué à la préparation des manuscrits à divers degré. Clermont Dionne
m’a assistée dans l’ensemble des étapes de réalisation du projet de recherche et du
mémoire, soit la planification d’une méthodologie rigoureuse, l’exécution des
analyses statistiques et la rédaction. Chantal Brisson m’a donné accès à sa banque de
données et elle m’a assistée au niveau de la rédaction du protocole et des manuscrits.
Sylvie Montreuil m’a assistée au niveau de la rédaction des manuscrits de par son
expertise en ergonomie du travail. Les deux manuscrits seront soumis au
Scandinavian Journal of Work and Environmental Health.
Je tiens à remercier chaleureusement les nombreux acteurs qui ont permis à ce projet
de se réaliser. D’abord, à mon directeur de maîtrise, Clermont Dionne, qui a su me
iv
communiquer sa rigueur scientifique ainsi que son amour pour le dépassement de soi.
Merci aussi à ma co-directrice, Chantal Brisson, qui, par sa douceur et son excellence
méthodologique, a amené mon apprentissage à un niveau supérieur tout en étant
agréable. Un merci tout spécial à Isabelle Leroux et Brigitte Larocque, les petites fées
de l’équipe de recherche de Mme Brisson, pour leur disponibilité et leur appui sans
faille. Merci à la biostatisticienne Stéphanie Camden, à l’informaticien Denis
Guillette et à Ginette Desbiens, au secrétariat, pour leur soutien diligent et fort
apprécié.
Un merci très spécial à ma famille qui a cru en moi et qui a été ma source
d’inspiration pour ce qui est de l’ardeur au travail et de la fierté de dépasser ses
limites personnelles. Merci aussi à ma meilleure amie Isabelle pour sa présence et son
écoute.
Merci au Groupe interdisciplinaire de recherche sur l’organisation et la santé au
travail (GIROST) et à l’Institut de recherche Robert-Sauvé en santé et en sécurité du
travail (IRSST) qui m’ont offert du soutien financier au cours de ma formation. Les
données du projet ont été recueillies grâce à une subvention de recherche du National
Institute for Occupational Safety and Health (NIOSH) octroyé à Mme Chantal
Brisson.
Table des matières
Résumé ...........................................................................................................................i
Abstract ........................................................................................................................ ii
Avant-Propos............................................................................................................... iii
Table des matières .........................................................................................................v
Liste des tableaux ....................................................................................................... vii
Liste des figures......................................................................................................... viii
Introduction ...................................................................................................................1
Chapitre I : État des connaissances ...............................................................................4
1.1-Les TMS chez les travailleurs.............................................................................4 1.2-Facteurs de risque au travail................................................................................4
1.2.1-Facteurs de risque posturaux reliés au travail au poste informatique ..........4 1.2.2-Facteurs de risque psychosociaux ..............................................................11 1.2.3-Facteurs de risque socio-démographiques et individuels...........................15
1.3-Interaction entre les facteurs de risque posturaux et psychosociaux sur la survenue de TMS.....................................................................................................21 1.4 Synthèse des connaissances...............................................................................25 1.5-Objectif: ............................................................................................................27
Chapitre II-Méthodologie............................................................................................28
2.1 Type d’étude......................................................................................................28 2.2 Population..........................................................................................................28 2.3 Collecte des données .........................................................................................29
2.3.1 Variables indépendantes.............................................................................30 2.3.2 Variables dépendantes................................................................................35 2.3.3 Variables socio-démographiques et individuelles......................................37
2.4 Analyses statistiques..........................................................................................38 2.5 Éthique et confidentialité...................................................................................42
Chapitre III- Manuscrit 1.............................................................................................43
Interaction entre les facteurs de risque posturaux et la tension au travail sur la survenue des TMS chez les utilisateurs de poste informatique : Étude prospective sur trois ans..............................................................................................................43
Chapitre IV- Manuscrit 2 ............................................................................................67
Interaction entre les facteurs de risque posturaux et le déséquilibre efforts-reconnaissance au travail sur la survenue des TMS chez les utilisateurs de poste informatique : Étude prospective sur trois ans ........................................................67
vi
Chapitre V-Discussion générale..................................................................................91
5.1 Bref résumé de l'étude .......................................................................................91 5.2 Comparaison avec la littérature.........................................................................92 5.3 Forces de l’étude ...............................................................................................99 5.4 Faiblesses de l’étude........................................................................................100 5.5 Signification des résultats................................................................................107 5.6 Possibilités de recherches futures....................................................................109
Conclusion.................................................................................................................110
Références .................................................................................................................111
Annexe A...................................................................................................................140
Catégories d’emplois des participants de l’étude ......................................................140
Annexe B...................................................................................................................142
Échelle de pointage des facteurs de risque posturaux ...............................................142
Annexe C...................................................................................................................144
Algorithmes des échelles de mesure des facteurs de risque psychosociaux .............144
Annexe D...................................................................................................................148
Mesure de la cohérence interne de l’échelle de mesure des facteurs de risque posturaux ...................................................................................................................148
Annexe E ...................................................................................................................150
Interaction entre les facteurs de risque posturaux et psychosociaux sur la survenue des TMS au cours des sept derniers jours........................................................................150
Liste des tableaux Tableau 1. Synthèse des résultats de recherche sur les facteurs de risque posturaux au
travail au poste informatique.................................................................................8 Table 2. Selected baseline characteristics of the entire study population following the
general inclusion/exclusion criteria, by gender, n (%)........................................63 Table 3. Effect of postural risk factors and job strain on the 6-month incidence
proportion of musculoskeletal symptoms among white-collar men - Odds ratio (95% CI) ..............................................................................................................65
Table 4. Effect of postural risk factors and job strain on the 6-month incidence proportion of musculoskeletal symptoms among white-collar women - Odds ratio (95% CI)......................................................................................................66
Table 5. Effect of postural risk factors and E-R imbalance on the 6-month incidence proportion of musculoskeletal symptoms among white-collar men - Odds ratio (95% CI) ..............................................................................................................89
Table 6. Effect of postural risk factors and E-R imbalance on the 6-month incidence proportion of musculoskeletal symptoms among white-collar women - Odds ratio (95% CI)......................................................................................................90
Tableau 7. Fractions étiologiques dues à l’interaction (FEi) rapportées dans la littérature .............................................................................................................94
Tableau 8. Proportion d’incidence des TMS au suivi à trois ans (%) .......................129 Tableau 9. Comparaison des participants de l’étude et des sujets ayant refusé de
participer (%).....................................................................................................130 Tableau 10. Comparaison entre les sujets ayant complété l’étude et ceux perdus au
suivi sur la base des caractéristiques mesurées au début de l'étude ..................131 Tableau 11. Corrélation de chacun des items par rapport à l'ensemble des autres items
de l'échelle des facteurs de risque posturaux.....................................................149 Tableau 12. Effet des facteurs de risque posturaux et de la tension au travail sur la
proportion d’incidence des TMS au cours des sept derniers jours chez les hommes – Rapport de cotes (IC à 95%) ...........................................................158
Tableau 13. Effet des facteurs de risque posturaux et de la tension au travail sur la proportion d’incidence des TMS au cours des sept derniers jours chez les femmes – Rapport de cotes (IC à 95%) ............................................................159
Tableau 14. Effet des facteurs de risque posturaux et du déséquilibre efforts-reconnaissance au travail sur la proportion d’incidence des TMS au cours des sept derniers jours chez les hommes – Rapport de cotes (IC à 95%) ...............160
Tableau 15. Effet des facteurs de risque posturaux et du déséquilibre efforts-reconnaissance au travail sur la proportion d’incidence des TMS au cours des sept derniers jours chez les femmes – Rapport de cotes (IC à 95%) ................162
Liste des figures Figure 1. Définition des composantes du modèle de la tension au travail de Karasek et
Theorell .............................................................................................................135 Figure 2. Définition des composantes du modèle du déséquilibre efforts-
reconnaissance de Siegrist.................................................................................136 Figure 3. Définition des catégories d'exposition aux facteurs de risque posturaux et
psychosociaux pour les analyses d'interaction ..................................................137 Figure 4. Formule pour le calcul de la fraction étiologique due à l'interaction (FEi)138 Figure 5. Diagramme de recrutement, de l’application des critères d’inclusion et
d’exclusion et des pertes au suivi ......................................................................139
Introduction
Les troubles musculosquelettiques (TMS) sont extrêmement fréquents dans la
population adulte, en particulier chez les travailleurs. Cette famille de pathologie a été
classée au 2e rang du fardeau économique de la maladie au Canada [1]. Chaque année
au Québec, les TMS touchent 45 000 travailleurs et les coûts d’indemnisation
s’élèvent à 500 millions de dollars [2]. De plus, la proportion du budget
d’indemnisation de ces troubles de santé augmente sans cesse. En 1986 au Québec,
les TMS représentaient 30% des indemnisations professionnelles compensées par la
la Commission de la santé et de la sécurité du travail du Québec (CSST) [3]; en 2002,
ce pourcentage s’élevait à 59% chez les femmes et à 53% chez les hommes [4]. Une
augmentation des indemnisations a également été constatée par l’Union européenne
[5]. Depuis plusieurs années, les études rapportent que les travailleurs utilisant un
poste informatique sont particulièrement susceptibles au développement des TMS.
Dépendamment de la définition de cas utilisée, des prévalences aussi élevées que
50% ont récemment été rapportées [6]. Finalement, outre les aspects monétaires, les
TMS sont également une source de souffrance humaine et de douleur morale [7].
Plusieurs facteurs de risque seraient impliqués dans le développement des TMS chez
les travailleurs utilisant un poste informatique. D’abord, il y a les facteurs de risque
posturaux reliés à l’utilisation d’un poste informatique. Parmi ceux-ci, on retrouve les
postures statiques ou inadéquates, l’emplacement non adapté des éléments du poste
de travail et les longues périodes de travail au poste informatique [8, 9]. Cependant,
selon Juul-Kristensen et coll., 2005 [10], il y aurait, somme toute, peu d’études
prospectives ayant supporté le fait que des facteurs de risque posturaux reliés au
travail au poste informatique soient l’unique cause des TMS.
Les facteurs de risque psychosociaux reliés au travail ont également été associés aux
TMS. On regroupe généralement les facteurs psychosociaux selon deux modèles. Le
premier modèle est celui de la tension au travail de Karasek [11]. Il décrit comment la
présence simultanée d’une forte demande psychologique et d’une faible latitude
2
2
décisionnelle augmente le risque de problèmes de santé chez les travailleurs. La
demande psychologique se compose de la quantité de travail, des contraintes de
temps et des efforts intellectuels. La latitude décisionnelle réfère quant à elle à la
possibilité de prendre des décisions, d’être créatif et de développer ses compétences
[11]. À ces deux facteurs, la présence d’un troisième élément s’ajoute : le soutien
social au travail. Le soutien social au travail, référant aux interactions avec les
collègues et les superviseurs [12], aurait un effet modifiant sur l’effet des demandes
psychologiques et de la latitude décisionnelle sur la santé des travailleurs.
Le deuxième modèle est celui du déséquilibre efforts-reconnaissance au travail de
Siegrist [13]. Ce modèle analyse, en particulier, les situations où des efforts élevés
sont déployés et une faible reconnaissance est perçue. Ce modèle postule que cette
situation de non réciprocité risque de causer de la détresse émotionnelle et des
problèmes de santé. La notion d’engagement excessif au travail, qui est caractérisée
par une implication excessive envers son travail et un besoin démesuré d’approbation,
fait aussi partie de ce modèle. Cette dernière notion peut aussi modifier l’effet du
déséquilibre efforts-reconnaissance sur la santé des travailleurs, incluant les TMS
[14-16].
La plupart des études dans ce domaine ont analysé l’impact individuel des facteurs de
risque posturaux et psychosociaux sur les TMS. Leurs résultats sont modérément
significatifs et il n’y a pas un facteur qui domine pour expliquer la survenue des TMS
[17, 18]. Puisqu’il est généralement admis que les TMS sont d’origine
multifactorielle [19] et qu’en plus, ces facteurs se retrouvent souvent de façon
simultanée en milieu de travail, leur interaction a besoin d’être mieux comprise et
mieux définie.
Quelques études ont évalué l’interaction entre les facteurs de risque posturaux et
psychosociaux [20-23, 24 , 25]. Cependant, de ce nombre très limité, seulement une
étude [24] a été réalisée auprès des travailleurs utilisant un poste informatique et
encore, celle-ci analysait un nombre limité de facteurs de risque posturaux liés à ce
3
3
travail. Une étude prospective spécifique à ce type d’emploi, avec une mesure plus
élaborée des facteurs de risque posturaux pertinents, pourra faire avancer nos
connaissances au sujet de l’implication simultanée des facteurs de risque posturaux et
psychosociaux sur la survenue des TMS. Finalement, une meilleure compréhension
du phénomène nous permettrait de formuler des pistes d’intervention en santé et
sécurité au travail plus efficaces afin de réduire la survenue des TMS chez les
travailleurs utilisant un poste informatique. Étant donné la très grande prévalence de
ce problème de santé, une amélioration, même minime, de leurs déterminants
posturaux et psychosociaux au travail aurait un impact majeur au niveau de la santé
publique [26].
Chapitre I : État des connaissances
1.1-Les TMS chez les travailleurs
Les TMS chez les travailleurs sont une problématique de santé fréquente. Il est
cependant difficile d’exposer des données de prévalence ou d’incidence puisque
plusieurs critères de définition des TMS ont été utilisés et qu’il n’existe pas de
consensus dans ce domaine [5, 27, 28]. La définition des TMS est en fait souvent
dépendante des objectifs de la recherche et selon un continuum, peut comprendre la
totalité des symptômes (de transitoires et légers à persistants et sévères) ou bien peut
comprendre des symptômes accompagnés de limitations fonctionnelles, ou d’une
consultation médicale, ou d’une prise de médicament ou d’un arrêt de travail. À cela
s’ajoute également une grande diversité au niveau de la durée des périodes de mesure
des TMS, allant de sept jours à la vie entière.
Un point sur lequel les experts s’accordent est que, puisque la majorité des TMS ne
peuvent pas être diagnostiqués à l’aide d’équipement médicaux [27, 28], les
symptômes auto-rapportés sont utiles et pertinents dans la détection des TMS [29-32].
Parmi les questionnaires de mesure auto-rapportée des TMS, le questionnaire de type
« nordique » [33] est, depuis sa publication en 1987, le plus utilisé [5]. Ce
questionnaire permet d’évaluer les TMS situés au cou et aux épaules, au bas du dos et
aux membres supérieurs. Ce questionnaire inclut également des items concernant les
limitations fonctionnelles résultant des TMS.
1.2-Facteurs de risque au travail
1.2.1-Facteurs de risque posturaux reliés au travail au poste informatique
Depuis l’introduction du poste informatique dans les milieux de travail, des études se
sont intéressées à l’effet de cette technologie sur la santé musculosquelettique des
travailleurs.
5
5
Temps d’exposition au travail au poste informatique
Tout d’abord, un important aspect à considérer est le temps d’exposition au travail
informatique. Le plus souvent, les études ont utilisé des catégories dichotomiques
d’exposition avec des seuils variant entre quatre à huit heures de travail journalier au
poste informatique [34-40]. Spécifiquement, le seuil d’exposition de quatre heures de
travail et plus a été fréquemment utilisé dans les études [25, 37, 40-43] et a été
significativement associé aux TMS dans certaines d’entre elles [25, 37, 43].
Cependant, d’autres définitions telles que le temps d’exposition en continu [44, 45],
par semaine [46-49], ou par année [49, 50] ont aussi été utilisées. Les résultats de ces
études par rapport à l’effet du temps de travail au poste informatique sur les TMS
sont par contre hétérogènes (Tableau 1) et nécessiteraient un raffinement de cette
mesure d’exposition.
En effet, récemment de plus en plus d’études mesurent séparément le temps de travail
au clavier et le temps de travail à la souris. Lorsque l’on segmente le temps de travail
au poste informatique entre le travail au clavier et à la souris, il semble que le travail
à la souris ait une association plus marquée avec les TMS aux mains et aux poignets
qu’au niveau du cou et des épaules [24, 44, 49, 51-54]. Le temps de travail au clavier
a, quant à lui, des relations inconsistantes avec les TMS au cou et aux épaules [45,
47] et les TMS aux membres supérieurs [26, 34, 44, 45, 54, 55]. Finalement, des
logiciels informatiques sont maintenant en mesure de mesurer directement la durée
d’exposition au travail au clavier et à la souris et ont commencé à être utilisés dans
les études épidémiologiques [56].
Posture assise statique
Pour ce qui est de la posture assise statique, son effet sur les TMS au cou et au bas du
dos a fait l’objet de plusieurs études et les résultats sont discordants (Tableau 1).
Même s’il existe quelques évidences reliant la posture assise statique à des douleurs
au cou [57-59], plusieurs études n’ont pas observé une association significative [38,
6
6
46, 49, 60]. De plus, une revue systématique a conclu qu’il n’y avait pas d’évidence
reliant la posture assise et les TMS au bas du dos [61].
La possibilité de prendre des pauses régulièrement est un aspect important définissant
le caractère statique du travail au poste informatique. La possibilité limitée de prendre
des pauses a été reliée aux TMS au cou [35, 46, 50, 62] et aux avant-bras [35] mais
pas au bas du dos [35, 62] (Tableau 1).
Emplacement de l’équipement du poste informatique
Ensuite, mentionnons les associations observées dans la littérature au niveau de
l’emplacement des différents éléments du poste informatique quant à ses effets sur les
TMS (Tableau 1). Un emplacement non optimal de l’écran, par son impact sur la
posture en flexion ou en extension du cou, a généralement un effet significatif sur la
survenue des TMS au cou [38, 41, 45, 57, 59, 63, 64]. La hauteur du clavier semble
avoir un impact marqué sur les TMS au cou et aux épaules [26, 35, 45, 46, 65] alors
que cette relation sur les TMS aux membres supérieurs est moins clairement observée
dans la littérature [35, 44, 46, 54]. L’emplacement de la souris aurait un impact sur
les TMS au cou, aux épaules et au bas du dos selon l’étude de Cook et coll., 2000
[41]. Cependant, ces dernières associations n’ont pas été observées dans l’étude de
Brandt et coll., 2004 [47]. Les demandes de rotation du cou créées par la disposition
en latéral de l’écran semblent avoir un effet néfaste sur les TMS au cou et aux épaules
[27, 38, 49, 63-65] et dans une moindre mesure, au bas du dos [49]. Finalement, le
support aux avant-bras aurait un effet protecteur sur les TMS au cou et aux épaules
selon une revue systématique [26] et deux essais cliniques avec mesures
électromyographiques [66, 67]. Par contre, pour les régions du bas du dos et des
membres supérieurs, les études observationnelles ne montrent pas d’effet protecteur
des supports aux avant-bras [44, 54, 68] alors que les essais cliniques avec mesures
électromyographiques ont observé une réduction de l’activation musculaire au dos
[66] mais pas aux membres supérieurs [67].
7
7
Perception du poste informatique
La consistance des associations positives reliant la perception des participants au
sujet de leur poste de travail et le risque de développer des TMS constitue un aspect
intéressant de la problématique des TMS [40, 43, 44, 49, 69] (Tableau 1). La
perception, mesurant l’aspect subjectif de l’individu envers son poste de travail,
permettrait de recueillir des informations supplémentaires quant à l’ajustement
individuel du poste informatique, dépassant les critères d’ajustement généralement
proposés dans les guides de pratique.
Finalement, les études qui se sont intéressées à la mesure du risque de TMS lorsque
plus d’un facteur de risque postural au poste informatique n’était pas optimal ont
observé une augmentation significative du risque de TMS au cou, aux épaules, au bas
du dos et aux membres supérieurs [35, 49, 70] (Tableau 1).
8
Tableau 1. Synthèse des résultats de recherche sur les facteurs de risque posturaux au travail au poste informatique
TMS
Cou et épaules Dos Membres supérieurs
Durée de travail au poste informatique Pas d’associations [26, 39, 41, 45, 48, 51, 52, 62,
64, 71] [41, 50, 62] [36, 40, 41, 50, 55, 62,
64] Association positive et presque significative
[47] [35] [26, 43, 48, 51, 54]
Association positive et significative
[10, 35, 37, 38, 49, 50, 69, 72] [49] [10, 34, 35, 44, 45, 49, 53, 72, 73]
Association inverse et significative
[40]
Possibilité de prendre des pauses Pas d’associations [34, 74, 75] [35, 62] [34, 62, 75] Association positive et presque significative
[50] [35]
Association positive et significative
[35, 46, 62, 76] [76]
Association inverse et significative
Posture assise statique Pas d’associations [38, 49, 60, 63] [60, 61, 77] Association positive et presque significative
[17, 46, 58, 75, 78] [75]
Association positive et significative
[59, 79] [49]
Association inverse et significative
9
Tableau 1. (suite) TMS
Cou et épaules Dos Membres supérieurs
Emplacement du clavier (hauteur) Pas d’associations [47] [44, 54] Association positive et presque significative
[46]
Association positive et significative
[26, 45, 46, 65] [35]
Association inverse et significative
Emplacement de l’écran (hauteur) Pas d’associations [47, 58, 68] Association positive et presque significative
[45]
Association positive et significative
[38, 41, 59, 63, 64]
Association inverse et significative
Emplacement de l’écran (rotation du cou) Pas d’associations [58] Association positive et presque significative
[27]
Association positive et significative
[38, 49, 63-65] [49]
Association inverse et significative
10
Tableau 1. (suite) TMS
Cou et épaules Dos Membres supérieurs
Support aux avant-bras Pas d’associations [47, 68] [44 , 54, 67, 68] Association positive et presque significative
[26, 45]
Association positive et significative
[66, 67] [66]
Association inverse et significative
[45]
Nombre total de risques posturaux présents Pas d’associations Association positive et presque significative
[35] [35]
Association positive et significative
[35, 70] [49] [49]
Association inverse et significative
Perception de l’ajustement du poste de travail informatique Pas d’associations Association positive et presque significative
Association positive et significative
[40, 43, 69] [40, 43]
Association inverse et significative
11
111.2.2-Facteurs de risque psychosociaux
Les facteurs psychosociaux font l’objet d’un intérêt marqué dans la littérature
scientifique traitant des problématiques de santé des travailleurs. Puisque les facteurs
psychosociaux englobent plusieurs éléments, il est avantageux de pouvoir se guider à
l’aide de modèles théoriques afin de cerner cette problématique. En ce domaine, deux
modèles tendent à démontrer une bonne efficacité à en cerner certains aspects clefs.
Nous présenterons, dans la prochaine section, ces modèles qui guideront notre
démarche scientifique dans l’analyse des facteurs de risque psychosociaux.
Modèle de la tension au travail de Karasek
Le modèle de la tension au travail définit d’abord deux aspects de la réalité d’un
emploi, soit la demande psychologique et la latitude décisionnelle. Les auteurs de ce
modèle, Karasek et Theorell [11], mentionnent que l’on a longtemps cru que la
quantité de demandes psychologiques, c'est-à-dire les charges de travail, les
contraintes de temps et les exigences intellectuelles, définissaient à elles seules le
niveau de stress ressenti. Hors, leurs études [11, 80] ont plutôt démontré que la
latitude décisionnelle, c'est-à-dire l’autonomie dans l’exécution des tâches et
l’utilisation et le développement des compétences du travailleur, est un aspect
déterminant de la tension ressentie. Plusieurs études appuient aussi cette dernière
observation [10, 65, 68, 81, 82]. Ariëns et coll., par exemple [63], ont observé chez
un groupe de 758 travailleurs suivi pendant trois ans, qu’une situation de subalterne
était reliée à une augmentation des absences pour douleur au cou, ce qui n’était pas le
cas pour les gens soumis à une grande charge de travail mais ayant plus d’autonomie.
Également, Jensen et coll. [52], dans leur étude prospective auprès de 3 361
utilisateurs de poste informatique, ont observé qu’une faible latitude au travail était
associée avec un risque deux fois plus élevé de développer des TMS au cou, aux
mains et aux poignets.
12
12Karasek et Theorell ont de plus proposé une catégorisation de l’environnement
psychosocial du travail selon quatre différents scénarios (Figure 1). Cette méthode,
dite par quadrant, classifie les divers niveaux d’exposition aux demandes
psychologiques et à la latitude décisionnelle. Ainsi, selon ce modèle, les travailleurs
exposés à la fois à des demandes psychologiques élevées et à une faible latitude
décisionnelle (quadrant de tension élevée) sont les plus vulnérables [11]. Les auteurs
du modèle ont en effet observé que le stress et l’insatisfaction par rapport au travail
étaient plus importants chez ces travailleurs que chez les travailleurs subissant
seulement l’une ou l’autre ou aucune de ces contraintes. Plusieurs études prospectives
sur la santé des travailleurs appuient le caractère pathogène de cet état nommé
« tension au travail » [23, 36, 83]. Malgré tout, la notion de tension au travail ne fait
pas l’unanimité au niveau des évidences scientifiques [44, 48, 81]. Toutefois, les
résultats des données transversales de la cohorte de cols blancs publiés par Leroux et
coll., 2006 [38] ont montré qu’un modèle comprenant la demande psychologique, la
latitude décisionnelle et le soutien social au travail décrit mieux le phénomène des
douleurs au cou et aux épaules que l’analyse de chaque aspect pris isolément.
Ceci nous amène à décrire le dernier élément de ce modèle, soit le soutien social. Le
soutien social au travail pourrait être un aspect protecteur contre les effets négatifs
des demandes psychologiques élevées et d’une faible latitude décisionnelle au travail.
Il favoriserait, selon les auteurs du modèle [11], le partage des expériences et des
connaissances et serait une source importante de soutien émotif. Le soutien social
permettrait à la notion de tension au travail de se raffiner et de pouvoir refléter aussi
le rapport de l’individu à sa collectivité [12].
Actuellement, les résultats des études quant à l’effet du soutien social au travail sur la
santé sont difficiles à interpréter. Certaines études prospectives [55, 57, 84-86] et
transversales [34, 49, 65, 69, 87, 88] ont démontré qu’un faible soutien social est
indépendamment relié à un risque plus élevé de développer des TMS, alors que
d’autres études ont observé qu’il agit plutôt comme un facteur modifiant de l’effet de
la tension au travail [12, 38, 89]. D’autre part, les études tendent à démontrer l’utilité
13
13de distinguer le soutien social des superviseurs et celui des collègues [34, 63, 65, 69,
84, 90, 91].
Les revues systématiques que nous avons répertoriées à ce sujet n’aident pas à dresser
un portrait clair des mécanismes d’action du soutien social et de la pertinence de
distinguer celui des superviseurs de celui des collègues. Pour ce qui est des TMS au
bas du dos, les revues d’Hoogendoorn et coll., 2000 [92], de Linton, 1990 [93] et de
Woods, 2005 [94] s’accordent dans leur conclusion que de bonnes évidences
supportent un effet indépendant du faible soutien social sur le risque de développer
des maux de dos. Davis et coll., 2000 [95] enchaînent, quant à eux, sur le fait que le
faible soutien social des superviseurs serait associé aux TMS au bas du dos dans deux
des quatre études ayant un devis exemplaire. Par contre, Hartvigsen et coll., 2004
[96] dans leur article synthèse des études longitudinales récentes à ce sujet, rapportent
plutôt que les évidences sur le soutien social semblent indiquer une absence
d’association de ce facteur avec la survenue des maux de dos. Finalement, pour les
TMS au cou, aux épaules et aux membres supérieurs, les évidences de l’effet d’un
faible soutien social sont minces selon les revues d’Ariëns et coll., 2001 [74], de
Bongers et coll., 2006 [17] et de Malchaire et coll., 2001 [75] même si l’effet du
soutien des collègues tend à avoir plus d’impact.
Modèle du déséquilibre efforts-reconnaissance de Siegrist
Le modèle du déséquilibre efforts-reconnaissance décrit, dans un premier temps, les
conditions de travail pathogènes qui surviennent quand des efforts élevés sont
déployés et qu’ils ne sont pas compensés par une reconnaissance jugée équitable. Les
efforts extrinsèques comprennent les demandes et obligations du travail tels que des
contraintes de temps, des interruptions fréquentes, de nombreuses responsabilités et
des exigences toujours croissantes [13, 97, 98]. La reconnaissance, telle qu’élaborée
dans ce modèle, provient de trois principales sources : le salaire, l’estime des
collègues et des supérieurs, et les possibilités d’avancement et de sécurité d’emploi
[13, 15, 99, 100]. Une situation de non réciprocité entre les efforts et la
14
14reconnaissance au travail entraîne un déséquilibre, le « déséquilibre efforts-
reconnaissance », et est la variable principale du modèle de Siegrist (Figure 2).
Le modèle du déséquilibre efforts-reconnaissance décrit également la notion
d’engagement excessif au travail. L’engagement excessif est une caractéristique
personnelle de l’individu qui se définit par une implication excessive envers son
travail et un besoin démesuré d’approbation [15]. L’hypothèse est à l’effet que ces
employés puissent s’exposer plus souvent à des situations de travail exigeantes et
qu’ils exagèrent leurs efforts par rapport à ce qui est formellement demandé [15, 17,
101]. Le fait de prendre en considération les caractéristiques personnelles d’un
individu est, selon Niedhammer et coll., 2000 [97], le principal avantage de ce
modèle d’évaluation des facteurs de risque psychosociaux au travail.
Selon les travaux de Siegrist [13, 15, 98], l’auteur de ce modèle, un travailleur est
particulièrement vulnérable au développement d’une pathologie lors d’une des trois
situations suivantes : présence seule d’un déséquilibre efforts-reconnaissance ou
d’une personnalité qui s’engage excessivement ou bien présence simultanée de ces
deux facteurs (Figure 2). En d’autres mots, la troisième situation implique que
l’engagement excessif modifie l’effet pathologique du déséquilibre efforts-
reconnaissance [15].
Aucune étude n’a analysé la problématique des TMS spécifiques aux travailleurs
utilisant un poste informatique avec le modèle du déséquilibre efforts-reconnaissance
de Siegrist. Des études transversales avec de petits échantillons et menées auprès de
populations de travailleurs autres que des utilisateurs de poste informatique, ont
toutefois conclu que le déséquilibre efforts-reconnaissance augmente la présence des
TMS à l’ensemble du corps [102] et que l’engagement excessif agit sur les TMS au
cou [14, 16, 103].
Au niveau des études prospectives, Stansfeld et coll., 1998 [104] ont, quant à eux,
réalisé une étude avec une cohorte de 10 308 cols blancs suivis pendant une période
15
15moyenne de 5,3 ans. La présence d’un déséquilibre efforts-reconnaissance mesuré au
début du suivi était significativement associée à un faible niveau de fonctionnement
physique, mental et social à la fin du suivi. Ces associations ont été observées autant
chez les hommes que chez les femmes et elles demeuraient significatives même
lorsque ajustées pour plusieurs facteurs confondants, dont la présence d’une
pathologie en début de suivi, la tendance à répondre négativement aux sondages et les
variables psychosociales du modèle de la tension au travail de Karasek.
Les revues systématiques récentes de van Vegchel et coll., 2005 [100] et de Tsutsumi
et coll., 2004 [99] sur le modèle du déséquilibre efforts-reconnaissance de Siegrist,
concluent que ce modèle est appuyé par de fortes évidences scientifiques dans les
domaines de la santé cardiovasculaire, de la santé mentale et des comportements de
dépendance. Ce modèle serait, selon ces auteurs, capable de distinguer les situations
de travail pathogènes ayant des effets néfastes sur la condition de santé des
travailleurs et ce, pour plusieurs types d’emploi [99, 100]. Bongers et coll., 2006 [17]
dans leur revue systématique des écrits sur les TMS au cou, aux épaules et aux
membres supérieurs au travail, mentionnent que le modèle du déséquilibre efforts-
reconnaissance de Siegrist a été associé au degré de bien-être psychologique dans 18
des 21 études sur le sujet. Enfin, Siegrist et coll., 2004 [15], ont aussi observé
l’efficacité de la variable du déséquilibre efforts-reconnaissance pour expliquer des
phénomènes de santé des travailleurs dans leur étude sur les qualités psychométriques
de l’évaluation. Ces auteurs ont observé que, suite à un regroupement de cinq
cohortes européennes (totalisant 18 943 travailleurs), 12 des 14 analyses appuyaient
l’association néfaste entre un déséquilibre efforts-reconnaissance et diverses mesures
de santé.
1.2.3-Facteurs de risque socio-démographiques et individuels
Une importante série de facteurs individuels et socio-démographiques a aussi été
étudiée quant aux liens existants avec la survenue, le maintien ou l’exacerbation des
TMS.
16
16Pour ce qui est du genre, une écrasante majorité d’études a observé l’effet modifiant
de ce facteur [10, 27, 44, 52, 62, 71, 75, 86, 105-108]. Tous sites anatomiques
confondus et en considérant les études prospectives seulement, les femmes ont une
augmentation significative du risque de TMS variant entre 1,6 et 2,3 par rapport aux
hommes [24, 47, 54, 109, 110]. Ces études concluent que les hommes et les femmes
devraient être considérés séparément dans l’analyse des incidences des TMS. Par
contre, cette importante différence de risque n’est pas clairement comprise et
plusieurs hypothèses sont avancées. En fait, les évidences scientifiques actuelles
montrent que les hommes et les femmes ont des expositions différentes aux facteurs
de risque du travail [8, 25, 36, 53, 111] et ce, même si le titre professionnel est
identique [112]. Leurs expositions en-dehors du travail, notamment au niveau de la
charge familiale, seraient différentes et expliqueraient une partie du phénomène [8,
34, 110]. Les différences anthropométriques pourraient aussi avoir un impact sur
l’ajustement du poste de travail [8, 53]. Le statut hormonal créé par la ménopause
pourrait peut-être avoir, selon Dionne, 1999 [28], un impact sur l’apparition des maux
de dos, mais ceci n’a pas été observé sur les TMS au cou par Gerr et coll., 2002
[109]. Finalement, les différences des construits sociaux, notamment pour ce qui est
de rapporter les situations de stress et les malaises physiques ou le recours aux
services de santé [8, 113], pourraient aussi expliquer la situation.
En ce qui concerne l’âge, plusieurs études prospectives au sujet des TMS des
travailleurs n’ont identifié aucune association avec l’âge des participants [24, 47, 52,
71, 77] alors que d’autres ont identifié des relations de nature variée [54, 105, 109,
110]. Une problématique importante dans la mesure de l’effet de l’âge sur les TMS
est le biais de sélection naturelle des candidats. Les participants les plus à risque ou
souffrant davantage de TMS auraient plus tendance à modifier leurs expositions au
travail laissant ainsi une cohorte peu à risque. Ceci peut possiblement expliquer que
certaines études, et encore plus celles avec un devis transversal, observent une
relation inverse entre l’âge et le risque de TMS [46, 68, 107, 114].
17
17La séniorité des travailleurs serait associée aux TMS de façon inconsistante, soit dans
9 études sur 22 selon la revue systématique des écrits de Malchaire et coll., 2001 [75].
Si l’on restreint les études à celles portant sur les travailleurs utilisant un poste
informatique, trois études ont observé une association positive avec les TMS au cou
et aux épaules [34, 68, 115] et deux études l’ont observée sur les TMS aux membres
supérieurs [49, 109]. Cependant, une relation inverse entre la séniorité et le risque de
TMS a été rapportée au niveau du cou [52] et du bas du dos [91, 114].
Pour ce qui est du statut marital, deux études ont observé l’effet délétère du veuvage
sur les risques liés à la survenue des TMS [23, 106]. En ce qui concerne la charge
domestique, le nombre d’enfant [38, 75, 106, 109] ou de personnes dépendantes [116]
semble associé à une augmentation du risque de TMS.
Les antécédents de TMS sont, selon plusieurs études [20, 70, 85, 105, 106, 109, 117,
118], d’importants facteurs de risque dans le développement futur de ce problème de
santé. Les antécédents de TMS constituent même le facteur le plus consistant et le
plus fortement associé dans certaines études prospectives auprès des travailleurs
utilisant un poste informatique [52, 62, 77].
Une blessure ou un accident antérieur au niveau de l’appareil locomoteur seraient
aussi des facteurs de risque pour le développement des TMS [47, 69, 103, 119, 120].
De plus, certaines conditions médicales, dont la douleur chronique [120, 121],
l’arthrite rhumatoïde et la spondylarthrite ankylosante, de par leur nature, engendrent
des TMS [122].
La présence de douleur à d’autres sites anatomiques semble fortement affecter la
présence de TMS au site étudié [23, 39, 62, 70, 106, 119, 121]. Des études ont
observé que de 50 à 75% des sujets rapportaient des symptômes à deux sites
anatomiques et plus [53, 55, 105, 121]. Malgré tout, les facteurs de risque concernant
la survenue, le maintien ou l’exacerbation des TMS sembleraient assez différents
18
18entre les sites pour justifier la pertinence de mener des analyses séparées [26, 68, 87,
108, 109, 112, 123]. Finalement, Sauter et Swanson, 1996 [124] ont proposés que la
présence de TMS à un autre site anatomique pourrait être un facteur intermédiaire
dans la chaîne causale reliant les facteurs de risque posturaux et psychosociaux aux
TMS.
Les évidences sur l’effet de la perception subjective de sa santé et de ses capacités
physiques sur la survenue des TMS sont partagées. Certaines études ont conclu que
ces facteurs sont de la plus grande importance [102, 125], quelque peu associés [85,
93, 107, 121] ou carrément non associés en analyses multivariées [77, 106, 119].
La satisfaction envers son travail est un autre facteur qui influencerait les TMS. Dans
deux revues systématiques des écrits [17, 75], l’insatisfaction au travail a été reliée à
une augmentation des symptômes au cou et aux épaules. Alors que pour les maux de
dos, ce sont les revues de Hoogendoorn et coll., 2000 [92] et de Davis et coll., 2000
[95] qui appuient l’importance de ce facteur. Selon ces études, ce facteur agirait
indépendamment des autres caractéristiques psychosociales du travail.
La dépression et la détresse psychologique, comprenant les symptômes de dépression
et de somatisation, sont des facteurs qui reçoivent aussi un appui scientifique
important dans leur relation avec l’augmentation des risque de TMS [17, 55, 75, 105,
108, 123, 126]. Ils auraient également des conséquences sur le statut fonctionnel des
travailleurs ayant des maux de dos selon un article de Leroux et coll. 2004 [127].
Aussi, la détresse psychologique est le meilleur prédicteur des limitations
fonctionnelles persistantes secondaires à une blessure au bas du dos selon deux études
prospectives [128, 129]. Ces résultats sont en partie appuyés par la récente revue
systématique de Bongers et coll., 2006 [17]. Dans cette étude, les symptômes de
dépression avaient un impact significatif sur la survenue des TMS au cou dans trois
des cinq études prospectives qui les ont considérés.
19
19Le vécu d’événements stressants dans les douze derniers mois aurait un impact sur la
prévalence des douleurs au cou et aux épaules des cols blancs [38]. Dans son rapport
sur la méthodologie de mesure de la santé mentale de l’enquête de Santé Québec,
Perreault [130] appuie l’importance de tenir compte du vécu d’événements
stressants :
« Certains chercheurs pensent que tout événement, heureux ou malheureux, qui entraîne un changement dans la vie de l’individu, est source de stress, donc de vulnérabilité. »
Les gens ayant une personnalité de type A, « souffrant d'hyperactivité, de sentiment
d'urgence, énervement facile » [sic][131], auraient un risque quelque peu augmenté
de développer des TMS [54, 75, 104] mais tel que conclu dans la revue systématique
de Bongers et coll., 2006, [17] encore trop peu d’études ont analysé ce facteur pour
que l’on puisse tirer des conclusions solides.
Les stratégies pour faire face aux stresseurs, le type de personnalité et le sentiment de
contrôle interne sont aussi des aspects non négligeables de la susceptibilité
individuelle et certaines études ont observé leur impact sur divers aspects de la santé
des travailleurs [132].
Parmi les facteurs reliés aux habitudes de vie, le tabagisme a été particulièrement
relié au risque de développer des TMS [38, 75, 85, 86, 93, 108, 110] et ce, même
lorsque les autres facteurs de risque reconnus sont contrôlés [85, 86]. Cependant, le
lien entre le tabagisme et les TMS ne fait pas l’unanimité et n’a pas été observé dans
certaines études [59, 106, 109, 116, 119, 133]. Goldberg et coll., 2000 dans leur revue
de littérature portant sur le lien entre le tabagisme et les maux de dos non spécifiques
ont relevé des associations positives dans 18 des 28 études chez les hommes et dans
18 des 20 études chez les femmes. De plus, ces auteurs ont soulevé la notion
intéressante que, dans le cas du tabagisme, le critère de temporalité serait
possiblement toujours respecté puisqu’il y a peu de chance que les sujets débutent
une consommation de tabac suite au développement de maux de dos. Cet aspect a
comme avantage de rendre les résultats des études transversales plus valides. Par
20
20contre, les auteurs ne pouvaient se prononcer sur la possibilité que la présence des
maux de dos augmente la consommation de cigarettes.
Les évidences concernant les autres habitudes de vie tendent fortement vers une non
association avec les TMS. Ainsi, la consommation d’alcool [55, 60, 106], l’activité
physique ou la relaxation [36, 44, 47, 55, 60, 103, 116, 119, 133], l’indice de masse
corporelle (IMC) [36, 38, 44, 47, 54, 75, 103, 106, 116, 119, 133] et les hobbies [38,
75] ne sont pas associés avec les TMS au cou, aux épaules, au bas du dos et aux
membres supérieurs. Malchaire et coll., 2001 [75] ont même suggéré que la quantité
d’évidences actuelles est assez grande pour que l’IMC et les hobbies ne fassent plus
partie des facteurs de risque étudiés dans la problématiques des TMS. Cependant,
Cagnie et coll., 2007 [59] ont observé un effet préventif de l’activité physique sur la
prévalence des TMS au cou des travailleurs utilisant un poste informatique. Par
contre, à cause de la nature transversale de leur étude, l’effet étiologique de l’activité
physique sur la survenue des TMS ne peut pas être estimé; des études prospectives
sont nécessaires pour tenter d’élucider des associations causales sur ce point.
Les femmes enceintes auraient également un risque accrû de développer des TMS.
Comme mentionné dans la revue de littérature de Borg-Stein et coll., 2005 sur les
aspect musculosquelettiques de la grossesse [134], presque toutes les femmes
enceintes expérimentent des inconforts musculosquelettiques et pour 25% d’entre
elles ces TMS entraîneront des conséquences sur leur fonctionnement dans leur
activités. Les aspects biomécaniques (lordose du dos) et hormonaux (œdème aux
membres supérieurs) de la grossesse peuvent avoir un impact sur la susceptibilité de
ces femmes aux facteurs de risque posturaux du travail au poste informatique.
Un statut socio-économique (SSE) faible compte également parmi les facteurs de
risque des TMS. Plusieurs facteurs servent à décrire le SSE; parmi les marqueurs les
plus utilisés, notons la scolarité, la catégorie d’emploi et le salaire. Selon une revue
systématique des écrits de Dionne et coll., 2001 [135], une faible scolarité est
appuyée de façon robuste par les études de 1966 à 2000 comme un facteur
21
21augmentant la prévalence des maux de dos. La même observation est faite pour les
TMS au cou et aux épaules dans l’étude prospective de Östergen et coll., 2005 [23] et
dans l’étude transversale de Leroux et coll., 2006 [38]. De plus, la scolarité est la
mesure du statut socio-économique la plus utile lors de devis transversaux, puisque le
critère de temporalité est respecté. La catégorie d’emploi a démontré des liens
intéressants en ce que plusieurs études ont appuyé le fait que les travailleurs occupant
différents types d’emploi avaient des risques différents de souffrir de TMS [27, 71,
102] et ce, même pour des emplois ayant tous en commun une utilisation de poste
informatique [40, 136]. Il semblerait, d’après ces observations, que les emplois ayant
des facteurs de risque physiques élevés et/ou un bas niveau hiérarchique sont
particulièrement susceptibles aux TMS [23, 38, 82, 85]. Par contre, la catégorie
d’emploi a le désavantage d’être fortement corrélée avec les niveaux d’exposition
posturaux et psychosociaux au travail. Finalement, le salaire semble peu utilisé pour
rendre compte du SSE des sujets et il n’était pas associé aux douleurs au cou dans
l’étude de la population de la Saskatchewan de Côté et coll., 2000 [119]. Lors des
analyses, il est d’usage courant de n’utiliser qu’un seul marqueur du SSE, de façon à
éviter les problèmes de multicollinéarité et de surajustement [23].
1.3-Interaction entre les facteurs de risque posturaux et psychosociaux sur la survenue de TMS
Cette section se veut un résumé des évidences scientifiques disponibles sur
l’interaction entre les facteurs de risque posturaux et psychosociaux au travail en lien
avec les TMS. Parfois le terme facteurs de risque physiques sera utilisé lorsque les
facteurs de risque mesurés dans l’étude ne concernent pas seulement des
caractéristiques posturales de leur travail.
Premièrement, une étude prospective de Wahlström et coll. (2004) [24], mesurant la
survenue à un an des douleurs au cou auprès de 1 283 travailleurs utilisant un poste
informatique, a identifié une interaction entre des facteurs de risque physiques
(mouvements répétitifs et manipulations fines) et des facteurs de risque
22
22psychosociaux évalués selon le modèle de la tension au travail de Karasek. Toutefois,
cette cohorte se composait de 50% d’individus ayant des douleurs au cou au début de
l’étude et ceci n’a pas été considéré dans les analyses multivariées. Ce dernier point
est une faiblesse importante puisque la littérature actuelle met en évidence que la
présence de douleurs musculosquelettiques est un facteur de risque majeur de la
récurrence des TMS [77]. De plus, le temps d’exposition au travail au poste
informatique n’a pas été considéré dans les analyses alors que cela représente aussi
un facteur de risque important pour ce type d’emploi. Ces deux faiblesses
méthodologiques menacent la validité des résultats de cette étude. D’autres études
sont nécessaires pour confirmer l’effet d’interaction entre les facteurs de risque
posturaux et psychosociaux sur la survenue des TMS chez les travailleurs utilisant un
poste informatique.
Une étude prospective d’Östergen et coll. (2005) [23] a observé, chez les femmes
seulement, une interaction entre les facteurs de risque physiques et psychosociaux du
travail sur la proportion d’incidence des douleurs au cou [23]. Bien que bénéficiant
d’une méthodologie rigoureuse, sa population de 4 919 travailleurs hommes et
femmes occupait divers types d’emplois pas nécessairement reliés au travail à un
poste informatique. Aussi, la mesure des facteurs de risque physiques n’était pas
applicable aux travailleurs utilisant un poste informatique. Cela appuie la pertinence
d’évaluer si une telle association existe chez les travailleurs utilisant un poste
informatique en analysant des facteurs de risque posturaux plus spécifiques.
Dans une étude transversale de Devereux et coll. (1999) [20], une interaction entre les
facteurs de risque physiques et psychosociaux a été mise en évidence quant à la
prévalence des douleurs dorsales. Les auteurs ont classé 638 individus en quatre
catégories bien définies selon la charge physique du travail (élevée ou faible) et les
facteurs de risque psychosociaux (élevés ou faibles). Ils ont comparé la prévalence
des maux de dos rapportés par les individus dans chacune des catégories. Ils ont
observé que l’augmentation de la prévalence des TMS associée à la présence
simultanée de ces deux facteurs ne s’expliquait pas par la simple addition des
23
23prévalences observées lors de l’exposition à chacun de ces facteurs considérés
isolément. De plus, cet effet a été observé malgré le fait que la définition du groupe
de référence a probablement contribué à sous-estimer l’association. En fait, ce groupe
comportait une proportion élevée de gens accomplissant un travail au poste
informatique avec posture statique et ayant une prévalence de maux de dos de 40 à
44%. Les auteurs mentionnent l’importance que des recherches futures s’attardent à
expliquer l’interaction entre les postures statiques du travail au poste informatique et
les facteurs de risque psychosociaux.
Dans un autre article publié en 2002, Devereux et coll. [21] présentaient les résultats
pour les douleurs aux membres supérieurs et au cou pour cette même cohorte
transversale. Ils ont observé un effet d’interaction entre les facteurs de risque
physiques et psychosociaux au travail pour les douleurs aux membres supérieurs,
mais pas pour les douleurs au cou. Les auteurs expliquent cette absence d’interaction
pour le site du cou par leur choix de groupe de référence que nous avons explicité au
paragraphe précédent. Il est aussi important de mentionner que parmi les études
d’interaction entre les facteurs de risque physiques et psychosociaux, cette étude est
la seule à avoir calculé des intervalles de confiance sur leurs indices de mesure de
l’interaction.
Finalement, une étude transversale de Huang et coll., 2003 [22] réalisée auprès d’un
groupe de 289 militaires des forces navales américaines n’a pas observé d’excès de
risque dû à l’interaction entre les facteurs de risque physiques et les aspects
organisationnels du travail sur les TMS. Encore une fois, les facteurs de risque
physiques dans cette étude étaient très différents de ceux expérimentés dans un travail
au poste informatique et les auteurs n’ont pas utilisé une méthodologie appropriée
pour leur calculs de l’interaction [137]. Notre propre calcul de la présence
d’interaction à partir des résultats présentés dans cet article a montré qu’il y avait
présence d’interaction entre les expositions biomécaniques et la pression au travail
sur les TMS au bas du dos et aux membres supérieurs. Finalement, il est pertinent de
24
24mentionner que la taille d’échantillon de cette étude était probablement trop petite
pour obtenir une puissance statistique adéquate [138].
D’autres études ont aussi analysé l’effet d’interaction entre les facteurs de risque
physiques et psychosociaux au travail mais en prenant des composantes précises de
chacun de ces facteurs de risque. C’est le cas de Thorbjörnsson et coll., 2000 qui,
dans leur étude cas-cohorte rétrospective ont observé une interaction entre
l’exposition aux vibrations et une faible latitude décisionnelle chez les femmes sur les
TMS au bas du dos. Chez les hommes, des interactions ont été observées entre les
heures supplémentaires et un faible soutien social et entre le travail sédentaire et un
faible soutien social [88].
Une étude transversale de Hanse, 2002 [37] effectuée auprès de 201 cols blancs a
observé une interaction entre une durée de travail au poste informatique de quatre
heures et plus par jour et la satisfaction envers son travail sur le risque de TMS aux
épaules. Par contre, un effet d’interaction étrange a aussi été observé entre le temps
de travail au poste informatique et une grande possibilité d’utiliser ses habiletés. Il est
ici important de noter que le devis transversal, le fait que les auteurs ont utilisé un
petit échantillon et qu’ils n’ont pas contrôlé pour les facteurs de risque individuels ont
pu contribuer à l’apparition de résultats aberrants.
Une étude effectuée auprès d’une population suédoise de 22 180 sujets réalisée par
Linton, 1990 [60] a analysé le risque de TMS au cou et au dos lors de la présence
simultanée de facteurs psychosociaux délétères et chacun des facteurs de risque
physiques suivant : le travail répétitif, le soulèvement de charges et les postures
inconfortables. Même si le risque lors de la présence simultanée des deux facteurs a
été généralement plus grand que lors de la présence d’un seul facteur, l’auteur n’a pas
utilisé d’indice pouvant calculer la présence d’interaction dans le modèle additif. Il ne
nous a pas été possible de le faire à partir des données de l’article.
25
25Une étude cas-témoins de Tornqvist et coll., 2001 [25] conduite auprès de 392 cas et
1 511 témoins, a analysé l’interaction entre certains facteurs sur le risque de consulter
un professionnel pour TMS au cou et aux épaules. La seule interaction, parmi les cinq
relations analysées, qui est ressortie significative dans cette population de travailleurs
est, chez les femmes, celle entre la durée de travail au poste informatique et la tension
au travail telle que mesurée avec l’échelle de Karasek. Même si la définition de la
variable dépendante de cette étude (la consultation médicale) entraîne une sélection
des TMS assez sévères, ces résultats supportent tout de même la pertinence d’évaluer
la présence d’interaction.
Finalement, une étude transversale effectuée chez 150 employés utilisant un poste
informatique réalisée par Faucett et Rempel, 1994 [65] a montré une interaction
significative entre la latitude décisionnelle et la hauteur du clavier sur la prévalence
des TMS aux membres supérieurs et au haut du corps. Il faut cependant noter le petit
échantillon de cette étude et le fait que l’analyse n’ait pas été stratifiée pour le genre.
Notons aussi que certains auteurs ont observé des interactions entre certains facteurs
de risque posturaux entre eux. van den Heuvel et coll., 2006 [64], par exemple, ont
observé une interaction entre le temps de travail au poste informatique et une posture
du cou en extension. Bergqvist et coll., 1995 [46] ont également observé une
interaction entre peu de pauses et la non utilisation des appui-bras. Puis, Bergqvist et
coll., 1995 [50], dans un autre article, ont observé une interaction entre la tâche
d’entrée de données et peu de pauses.
1.4 Synthèse des connaissances
L’étude de l’interaction entre les facteurs de risque posturaux et psychosociaux
semble être pertinente pour plusieurs raisons. D’abord les facteurs de risque
posturaux et psychosociaux coexistent souvent au travail. Ensuite, les résultats des
études antérieures n’ont montré qu’un effet modeste lors de l’analyse de chacun de
ces facteurs de risque pris isolément [17]. Alors, face aux fortes prévalences et
26
26incidences des TMS chez les travailleurs, il y a lieu de s’interroger sur la présence
d’un effet d’interaction entre ces facteurs de risque.
À notre connaissance, seulement sept études se sont intéressées à l’effet d’interaction
entre les facteurs de risque physiques et psychosociaux du travail [20-25, 60]. Les
résultats de ces études sont parfois contradictoires ou peu significatifs du fait qu’elles
comparaient le travail au poste informatique à d’autres types d’emploi ayant des
facteurs de risque posturaux très différents [17, 21]. De plus, ces étude n’utilisaient
pas toujours une méthodologie appropriée pour évaluer la présence d’interaction
[137] et étaient souvent de nature transversale et/ou avec de petits échantillons. Une
seule de ces études a adressé l’effet d’interaction entre les facteurs de risque du
travail au poste informatique et les variables du modèle de la tension au travail de
Karasek. Finalement, aucune étude ne s’est intéressée à la présence d’interaction
entre les variables du modèle du déséquilibre efforts-reconnaissance de Siegrist et les
facteurs de risque posturaux des utilisateurs de poste informatique en lien avec les
TMS. Des recherches additionnelles, comblant ces lacunes, sont donc nécessaires.
Pour terminer, citons un passage du manuel de statistique en épidémiologie de
Bernard et Lapointe, 1987, qui exprime bien l’objectif poursuivi lors de l’étude de
l’interaction :
‘’L’étude de l’interaction répond à deux préoccupations. D’une part, elle participe à l’élaboration de modèles qui essaient de décrire le mieux possible les processus étiologiques d’une maladie. D’autre part, elle vise à mesurer tant l’impact des facteurs sur la santé d’une population que l’évaluation des interventions en santé communautaire.’’ [139]
27
271.5-Objectif:
Chez des travailleurs utilisant un poste informatique :
1- Évaluer la présence d’un effet d’interaction entre les facteurs de risque posturaux
et psychosociaux sur la proportion d’incidence des TMS aux sites du cou et des
épaules, du bas du dos, et des membres supérieurs.
Chapitre II-Méthodologie
2.1 Type d’étude
La présente étude est une analyse de données secondaires provenant d’une étude en
cours auprès d’une cohorte prospective de 2 431 cols blancs de la région de Québec.
Cette étude plus vaste a pour objectif global d’évaluer les effets d’une intervention
préventive sur la santé cardiovasculaire, mentale et musculosquelettique [140]. Les
participants ont été suivis en moyenne pendant trois ans. Ils ont été rencontrés et ont
rempli leur questionnaire en milieu de travail. L’exposition aux facteurs de risque
posturaux et psychosociaux du travail de chaque participant et aux facteurs socio-
démographiques et individuels a été évaluée à deux reprises, soit au moment de
l’entrée dans l’étude, puis au suivi à trois ans. Les variables dépendantes de cette
étude, soit la présence de TMS au cou et aux épaules, au bas dos et aux membres
supérieurs, ont été mesurées au suivi à trois ans.
2.2 Population
La population de cette étude était constituée de l’ensemble des cols blancs employés
par trois entreprises des services publics d’assurance de la région de Québec. Les
professions des participants couvraient l’ensemble des catégories d’emploi des cols
blancs (Annexe A). Les participants ont rapporté des expositions couvrant l’ensemble
du spectre d’exposition des facteurs de risque posturaux et psychosociaux. La Figure
5 détaille le nombre de participants aux différentes étapes de recrutement,
d’application des critères d’inclusion et d’exclusion ainsi que des sujets perdus au
suivi.
Les critères d’inclusion dans l’étude étaient : 1) être employé dans une des trois
entreprises depuis au moins un an, 2) être âgé de 60 ans ou moins (afin de réduire les
perdus au suivi pour cause de retraite), 3) travailler au moins 25 heures par semaine
29
29aux mesures de départ et de suivi, 4) lors de la mesure de suivi, être à la retraite ou
sans emploi depuis au maximum 60 jours.
Les critères d’exclusion suivants ont été appliqués pour les analyses de la cohorte à
partir du début du suivi. Les participants rapportant, au départ, avoir eu des TMS
dans les six derniers mois au site analysé et pour lesquels un déficit fonctionnel dans
une des trois sphères d’activité (professionnelle, domestique ou de loisir) a été
expérimenté ont été exclus. Les participants rapportant un diagnostic médical
d’arthrite rhumatoïde ou de spondylarthrite ankylosante ou rapportant avoir eu, au
cours de leur vie, une blessure musculosquelettique aux sites évalués ont également
été exclus. Tel que mentionné dans notre revue de la littérature, ces conditions
médicales particulières et la présence de symptômes musculosquelettiques antérieurs
semblent prédictives du développement de TMS futurs [119, 120] et ce,
indépendamment de la présence des facteurs de risque posturaux et psychosociaux au
travail [69]. De plus, quelques auteurs ont émis la possibilité que les personnes
présentant ces conditions ont, face aux expositions du travail, une perception
différente de celle des participants sains [141]. L’exclusion de ces personnes lors des
analyses visait à diminuer le risque d’introduire ces sources de confusion dans nos
résultats. Finalement, les femmes enceintes ont été exclues au début du suivi tel
qu’effectué dans les devis de certaines études [34, 43, 48, 142].
2.3 Collecte des données
La collecte des données a été effectuée à l’aide d’un questionnaire auto-administré
complété en milieu de travail. L’employeur a accepté que le questionnaire soit
complété pendant les heures de travail. La taille et le poids des participants ont été
mesurés par le personnel de recherche. Deux mesures ont été prises, soit au début de
l’étude et au suivi. L’ensemble des variables a été recueilli par ce questionnaire lors
de chacune des deux mesures. La survenue des TMS au cou et aux épaules, au bas du
dos et aux membres supérieurs constituait les variables dépendantes de l’étude. Les
variables indépendantes étaient l’exposition aux facteurs de risque posturaux et
30
30psychosociaux. Plusieurs covariables qui, selon la littérature, ont un lien avec la
survenue des TMS, ont également été évaluées par le questionnaire.
2.3.1 Variables indépendantes
Facteurs de risque posturaux
Tout d’abord, un critère de temps d’exposition au travail au poste informatique de
quatre heures et plus par jour était requis pour poursuivre la collecte d’information
sur les autres facteurs de risque posturaux. Ce seuil de quatre heures travail au poste
informatique par jour a été fréquemment utilisé dans la littérature [25, 37, 40-43]. Les
participants rapportant une exposition de moins de quatre heures par jour ont été
classés dans le groupe faiblement exposé aux facteurs de risque posturaux. Pour les
participants rapportant quatre heures et plus, sept facteurs de risque posturaux
concernant la posture et l’emplacement de l’équipement du poste de travail
informatique ont été mesurés.
Le questionnaire nous a permis d’obtenir l’information concernant la présence des
facteurs de risque posturaux. Les sept facteurs de risque posturaux considérés
étaient : une posture assise statique (assis avec peu de déplacements), pas de prise de
pauses régulières autre que l’heure d’un repas, une hauteur inadéquate de l’écran
(déterminée par rapport à la hauteur de la ligne de vision et selon un ajustement pour
le port de lentilles bifocales), une hauteur inadéquate du clavier (déterminée par
rapport à la hauteur des coudes), la nécessité d’effectuer des rotations de la tête
lorsque l’écran n’est pas positionné en face du sujet, et la non utilisation de supports
aux membres supérieurs lors du travail au clavier et à la souris.
Des termes simples et des pictogrammes ont été utilisés de façon à faciliter la
compréhension des participants et ainsi améliorer la fiabilité et la validité des mesures
de ces facteurs de risque [141].
31
31Un score d’un point a généralement été attribué lors de la présence d’un de ces
facteurs de risque. Cependant, pour les facteurs de risque dus à l’absence des appuis-
bras à l’utilisation du clavier et de la souris, nous avons attribué 0,5 point à chacun
puisque ces deux items sont regroupés dans d’autres études [45, 52] et qu’ils nous
apparaissaient ne constituer qu’un seul facteur de risque (Annexe B).
Une somme d’exposition aux facteurs de risque posturaux a été calculée pour chacun
des participants. Un seuil pour cette somme d’exposition a été déterminé à 2,5. Cette
valeur était très près de la médiane de la distribution de notre population d’étude et
était semblable au regroupement qui a été effectué dans d’autres études [35, 49]. Ce
seuil d’exposition a servi à classer les participants dans les catégories faiblement ou
fortement exposées aux facteurs de risque posturaux. Les participants se situant sous
le seuil de 2,5 ont été regroupés avec les participants n’ayant pas quatre heures de
travail au poste informatique par jour pour créer le groupe faiblement exposé. Les
participants ayant une exposition de 2,5 et plus aux facteurs de risque posturaux ont
été classés dans le groupe des participants fortement exposés.
Les participants ayant une seule valeur manquante à l’un des sept items composant
les facteurs de risque posturaux ont été inclus dans l’étude, cela représentait 2,5% de
la cohorte. Les participants ayant plus d’une valeur manquante (0,36%) ont été exclus
de l’étude. Étant donnée le peu d’items de cette échelle, il aurait été risqué
d’introduire une confusion considérable par le fait d’inclure des participants ayant
davantage de données manquantes.
Facteurs de risque psychosociaux
Les facteurs de risque psychosociaux ont été évalués en deux volets et de façon à
respecter la théorie et les variables propres à chacun des deux modèles utilisés.
Pour le modèle de la tension au travail de Karasek, la demande psychologique et la
latitude décisionnelle au travail ont été mesurées par la version française du Job
Content Questionnaire de Karasek [143]. Les qualités psychométriques de cette
32
32version francophone ont été validées dans l’étude de Larocque et coll. (1998). Cette
étude, réalisée auprès de 8 263 cols blancs de la région de Québec, a observé des
indices de cohérence interne (alpha de Cronbach) de 0,73 et plus pour les échelles des
demandes psychologiques et de latitude décisionnelle. De plus, cette étude a observé
une stabilité temporelle satisfaisante en obtenant des corrélations de Pearson sur un
an de 0,65 et de 0,73 pour la demande psychologique et pour la latitude décisionnelle,
respectivement. Une autre étude portant sur les qualités psychométriques de la
version française du Job Content Questionnaire, celle-ci auprès de 1 110 cols blancs
et bleus de la région de Québec [111], en plus d’appuyer la cohérence interne de
l’instrument, a démontré sa validité discriminante.
Les demandes psychologiques ont été mesurées par neuf items avec une échelle de
réponse de type Likert à quatre niveaux. Les résultats possibles à cette échelle
variaient entre 9 et 36 (Annexe C). Un résultat élevé signale des demandes
psychologiques élevées. Un point de césure à 24 et plus a été utilisé pour catégoriser
les participants ayant de fortes demandes psychologiques. Ce seuil a été choisi parce
qu’il reflète l’exposition médiane de la population québécoise aux demandes
psychologiques au travail selon une étude de Santé Québec [144]. La division par la
médiane est ce qui serait le plus utilisé pour départir les niveaux d’exposition selon
Larocque et coll., 1998 [111].
La latitude décisionnelle a été mesurée par une échelle à neuf items ayant quatre
niveaux de réponse provenant également de la version française du Job Content
Questionnaire de Karasek [143]. Cette échelle comporte six items mesurant
l’utilisation et le développement de ses compétences et trois items mesurant
l’autonomie dans l’exécution des tâches. Le calcul des résultats pour cette échelle a
été effectué à l’aide d’un algorithme spécifique (Annexe C) et l’étendue des résultats
se situe entre 24 et 96. Le nombre inférieur représente la plus faible latitude possible
au travail. Toujours en s’appuyant sur la médiane de la distribution de la population
québécoise [144], le seuil pour une latitude décisionnelle faible a été établi à 72 ou
moins.
33
33Ensuite, une catégorisation par quadrant a permis de classifier les participants selon
leurs niveaux respectifs d’exposition aux demandes psychologiques et à la latitude
décisionnelle (Figure 1). Les participants exposés à la fois à des demandes
psychologiques élevées et à une faible latitude décisionnelle ont été classés dans le
quadrant nommée « forte tension» au travail. Les participants exposés à toute autre
combinaison de niveaux d’exposition, et classés dans un des trois autres quadrants,
ont été considérés comme faiblement exposés aux tensions au travail dans nos
analyses. Cette catégorisation par quadrant de la tension au travail, en plus d’être
recommandée par les auteurs du modèle [11], a aussi été appuyée par Landsbergis et
coll., 1994 dans son étude sur les différentes formulations des variables du modèle de
Karasek [89].
Le soutien social au travail a été mesuré par la somme des réponses à 11 questions
ayant 4 choix de réponses. L’étendue de cette somme variait entre 11 et 44 points
(Annexe C). Le soutien social a été dichotomisé à la médiane de la distribution des
résultats de la population québécoise, soit à 34 [144]. Les participants ayant un
résultat de 34 et moins ont été classés parmi le groupe ayant un faible soutien social
au travail. L’effet modifiant potentiel du soutien social sur l’association entre la
tension au travail et la survenue de TMS a été évaluée.
Pour le modèle du déséquilibre efforts-reconnaissance de Siegrist, les efforts
extrinsèques ont été mesurés par quatre questions. Deux questions provenaient du
questionnaire original de Siegrist et deux autres avaient une formulation proche de
celle des items originaux. L’échelle de réponse était de type Likert à quatre niveaux,
variant de fortement d’accord à fortement en désaccord. L’étendue variait entre 4 et
16 (Annexe C), un résultat de 16 indiquant le maximum possible d’efforts
extrinsèques rapportés au travail.
La reconnaissance au travail a été mesurée par les 11 items de l’échelle originale
recommandée par Siegrist [15]. Les qualités psychométriques (la cohérence interne et
la validité discriminante) de la version française de cette échelle ont été évaluées et
34
34jugées satisfaisantes par Niedhammer et coll., 2000 [97]. La reconnaissance au travail
couvrait trois aspects, tel que postulé par le modèle, soit : l’estime des collègues et
des supérieurs (cinq items), les possibilités d’avancement et le salaire (quatre items)
et la sécurité d’emploi (deux items). Les réponses étaient encore ici à 4 niveaux et
l’étendue de la somme variait entre 11 et 44. Un résultat élevé indiquait une forte
reconnaissance perçue. Les résultats de cette échelle ont été multipliés par un facteur
de correction afin de rendre leur poids proportionnel à celui de l’échelle des efforts
extrinsèques (Annexe C).
À partir des résultats à ces deux échelles, un ratio a été calculé en divisant la somme
des efforts extrinsèques par la somme de la reconnaissance avec facteur de correction
(Annexe C). Ce calcul, suggéré par l’auteur du modèle [15], a permis de détecter les
situations où un déséquilibre entre les efforts et la reconnaissance était présent et
menaçait la santé des travailleurs. Un ratio plus élevé que 1 signifiait la présence d’un
tel déséquilibre. Aussi, les analyses ont été effectuées par dichotomisation de ce ratio,
les participants ayant un ratio >1 ont été classés dans le groupe fortement exposé et
les participants ayant un ratio ≤1, parmi le groupe faiblement exposé.
Tel que recommandé par l’auteur du modèle [15], l’engagement excessif, a été
mesuré par la version courte à six items. Une analyse factorielle a appuyé l’utilisation
de ces six items pour la mesure de l’engagement excessif [97]. Cette même étude a
appuyé la validité de la version française de cette échelle [97]. Parmi ces six items,
cinq mesuraient l’incapacité à s’éloigner du travail et un item mesurait l’impatience et
l’irritabilité disproportionnée. L’engagement excessif a été défini par le tertile
supérieur de la distribution des résultats de nos participants, tel qu’effectué par la
majorité des études dans ce domaine [15, 97, 99, 145]. Toujours selon la théorie du
modèle, l’effet modifiant de l’engagement excessif sur l’association entre le
déséquilibre efforts-reconnaissance et la survenue des TMS a été évalué.
Mis à part deux exceptions, lorsqu’il y avait deux valeurs manquantes ou moins dans
les échelles mesurant les variables des modèles de Karasek et de Siegrist, la valeur
35
35moyenne provenant des réponses du sujet à cette échelle a été imputée pour permettre
le calcul des résultats globaux de ces échelles. Les exceptions concernaient les
échelles des efforts extrinsèques et de l’engagement excessif du modèle du
déséquilibre efforts-reconnaissance de Siegrist pour lesquelles l’imputation avait lieu
seulement lorsqu’une seule valeur était manquante. L’imputation par la moyenne a
ainsi été effectuée pour les variables du modèle de la tension au travail de Karasek
pour 0,42% des participants pour l’échelle des demandes psychologiques, 0,65% des
participants pour l’échelle de la latitude décisionnelle et 1,25% des participants pour
l’échelle du soutien social. Pour les variables du modèle du déséquilibre efforts-
reconnaissance de Siegrist, l’imputation a touché 0,48% des participants pour
l’échelle des efforts extrinsèques, 1,9% des participants pour l’échelle de
reconnaissance et 0,24% des participants pour l’échelle de l’engagement excessif.
2.3.2 Variables dépendantes
TMS
Des questions portant sur les symptômes de douleur musculosquelettique ont été
utilisées pour mesurer la présence des TMS, tel que suggéré dans l’étude de Perreault
et coll., 2008 [146]. Cette étude a observé que l’accord entre les symptômes auto-
rapportés de douleur musculosquelettique au cou et aux épaules et un examen
physique médical était adéquat pour permettre l’utilisation des données auto-
rapportées pour les TMS. En fait, dans cette étude de Perreault et coll., 2008 [146], on
a remarqué que les participants avaient tendance à sous-déclarer leurs symptômes.
Deux définitions de cas de TMS ont été utilisées afin de pouvoir réaliser des analyses
de sensibilité et ainsi appuyer la validité de nos observations. Puisque les définitions
de cas de TMS sont très variées dans la littérature, plusieurs chercheurs optent aussi
pour l’utilisation de plusieurs définitions [39, 44, 47, 51, 54, 69, 85, 88, 114, 147].
La première définition comprend les douleurs ressenties pendant 3 jours ou plus
durant les 7 derniers jours avec une intensité de 5/10 et plus sur une échelle visuelle
36
36analogue. L’utilisation de cette définition a permis d’obtenir une mesure des TMS le
plus possible exempte de biais de rappel [29]. En fait, ce temps de rappel court
améliore la qualité de la description des TMS. Une telle mesure aurait aussi
l’avantage d’être possiblement plus fortement reliée aux exigences réelles du travail
[20]. Les résultats, la discussion et la conclusion suite aux analyses avec cette
définition de TMS sont rapportés à l’annexe E.
La deuxième définition de cas de TMS était la présence de douleur dans les six
derniers mois entraînant un déficit fonctionnel dans l’une ou l’autre des trois sphères
d’activité (professionnelle, domestique ou de loisirs). Un temps de rappel de six mois
a aussi été utilisé dans d’autres études [35, 36, 119, 148] et cela correspond au temps
de rappel disponible dans les données de notre cohorte. L’utilisation du critère de
déficit fonctionnel dans les activités professionnelles, domestiques et de loisirs a eu
l’avantage de permettre d’identifier les TMS ayant un impact significatif sur la
qualité de vie des participants et est en accord avec l’approche évaluative des TMS
proposée par Kuorinka et coll., 1987 avec le Standardised Nordic questionnaire [33].
Les résultats, la discussion et la conclusion des analyses faites avec cette définition de
TMS sont rapportés dans les manuscrits 1 et 2 des chapitres III et IV, respectivement.
Les TMS ont été analysés selon trois sites anatomiques, soit 1) le cou et les épaules,
2) le bas du dos et 3) les membres supérieurs. Le choix méthodologique de regrouper
les régions du cou et des épaules a été basé sur différents aspects. Premièrement, au
niveau anatomique, le cou et les épaules partagent l’origine ou l’insertion de plusieurs
groupes musculaires tels que le trapèze et les scalènes. Deuxièmement, plusieurs
études ont également choisi ce regroupement anatomique [10, 35, 36, 38, 45, 53, 84,
86, 103, 105, 133] ce qui facilite les comparaisons. Finalement, selon une étude de
Palmer et coll., 2001 [39], les participants rapportant des TMS au cou ont une
prévalence environ six fois supérieure de TMS aux épaules. Dans un même ordre
d’idées, les membres supérieurs regroupaient quant à eux les symptômes aux coudes,
aux poignets et aux mains. Ce regroupement a été choisi selon un raisonnement
similaire à celui exposé pour le cou et les épaules. En effet, ces sites anatomiques
37
37partagent plusieurs groupes musculaires et sont couramment analysés de cette façon
dans la littérature [10, 36, 64, 109].
2.3.3 Variables socio-démographiques et individuelles
Plusieurs variables potentiellement confondantes et intermédiaires ont été mesurées
par le questionnaire lors des mesures initiale et de suivi. Les variables socio-
démographiques mesurées étaient le sexe, l’âge, la scolarité, le type d’emploi, la
séniorité au travail, le statut marital et pour les femmes, le statut hormonal
(ménopausée oui ou non). Les antécédents médicaux, de blessures ou de douleurs
musculosquelettiques ont aussi été obtenus par questionnaire (question ouverte sur
l’histoire d’accidents et de blessures et questions avec choix de réponse pour les
conditions d’arthrite rhumatoïde et de spondylite). La détresse psychologique a été
évaluée à l’aide de la version française du Psychiatric Symptom Index (PSI) de 14
items validée par Préville coll., 1992 [149]. Le quintile supérieur de la distribution de
la population québécoise (≥26,19) [144] a servi de seuil pour identifier les
participants ayant une forte détresse psychologique, tel que recommandé dans
l’application de cette échelle [130]. La perception générale de sa santé, le tabagisme
et l’activité physique ont été mesurés par des questions similaires au questionnaire de
Santé Québec sur les habitudes de vie et la santé 1998 [144]. La charge domestique a
été mesurée par le nombre d’enfant vivant à temps plein avec le sujet (0, 1, ou ≥2
enfants). La variable d’IMC a été calculée à partir des mesures directes de poids et de
taille (<27, ≥27 kg/m² pour définir les catégories de masse corporelle). Finalement,
une variable tenant compte de la présence de TMS aux autres sites au début du suivi
et a été utilisée. La définition des TMS était la présence de symptômes dans les six
derniers mois pour lesquels le sujet rapportait avoir eu une limitation dans l’une des
trois sphères d’activités (professionnelle, domestique ou de loisir). Les sujets ayant
des valeurs manquantes pour les variables individuelles et socio-démographiques ont
été exclus des analyses multivariées.
38
382.4 Analyses statistiques
Dans un premier temps, les valeurs extrêmes et aberrantes dans la banque de données
ont été identifiées et vérifiées. La banque de données a été nettoyée et les valeurs
manquantes ont été identifiées et traitées selon le plan exposé ci-haut dans la
description des différentes variables.
Ensuite, des analyses descriptives de notre cohorte ont été effectuées. Ces analyses
descriptives ont été compilées autant pour ceux qui ont participé à la totalité du suivi
que pour ceux qui ont refusé de participer et pour les sujets perdus au suivi. Des
comparaisons entre les participants de l’étude et ceux ayant refusé de participer, puis
entre les participants de l’étude et ceux ayant été perdus au suivi ont été réalisées. Le
test de Student a été utilisé pour la comparaison de moyennes et le test du Chi-carré
pour la comparaison de proportions. Ces analyses ont permis d’évaluer la présence
éventuelle d’un biais de sélection.
Un alpha de Cronbach a été calculé pour l’échelle des facteurs de risque posturaux
afin d’évaluer si ces items avaient une bonne cohérence interne. Puisque notre échelle
d’évaluation posturale ne provient pas d’une échelle validée auparavant, un alpha de
Cronbach nous a permis de juger du degré d’homogénéité des items reliés au poste
informatique. Les résultats de cette analyse sont rapportés à l’annexe D.
Les proportions d’incidence des TMS dans les sept derniers jours et dans les six
derniers mois ont été analysées pour chacun des trois sites anatomiques. Toutes les
analyses ont été stratifiées pour le sexe, la littérature appuyant fortement le fait que
les hommes et les femmes ont des expositions différentes et développent les TMS
dans des proportions particulières.
L’âge a été forcé dans les modèles ajustés. La modélisation de l’âge a été faite soit en
continu ou en catégories (<35 ans, 35 à 44 ans, >44 ans) selon ce qui entraînait un
meilleur ajustement du modèle [150]. Un modèle était considéré mieux ajusté
39
39lorsqu’une diminution de la statistique de déviance était observée mais surtout selon
la relation qui était observée entre l’âge et la variable dépendante. L’âge était ainsi
modélisé en continu lorsque l’on observait une augmentation ou une diminution
monotone entre les catégories d’âge et les TMS. À l’opposé, l’âge était modélisé en
catégories lorsque sa relation avec les TMS était autrement que monotone.
Les analyses ont été conduites séparément pour les modèles psychosociaux de
Karasek et de Siegrist. Ceci a permis de dégager les particularités propres à chacun
des modèles sur la survenue des TMS. Les résultats concernant les TMS au cours des
six derniers mois pour le modèle de la tension au travail de Karasek ont été rapportés
au chapitre III et les résultats pour le modèle du déséquilibre efforts-reconnaissance
de Siegrist au chapitre IV. Les résultats des TMS des sept derniers jours des modèles
de Karasek et de Siegrist sont rapportés à l’annexe E.
La régression logistique a été utilisée pour calculer les mesures d’association brutes et
ajustées entre les facteurs de risque posturaux et psychosociaux sur la proportion
d’incidence des TMS. Cette méthode de régression convient bien aux variables
dépendantes de nature discrète (caractérisées par la présence versus l’absence de
réponse) [151], facilite les analyses sur des cellules ayant de petits effectifs [151] et a
été utilisée par plusieurs études dans le domaine des TMS [10, 14, 23, 34, 39, 41, 43,
44, 46, 48, 50, 52-54, 59, 62, 65, 69, 77, 85, 86, 88, 100, 101, 105, 106, 110, 116,
120, 152]. La régression logistique modélise le log des cotes; ainsi, nos proportions
d’incidence ont été estimées par des cotes et nos mesures d’association par des
rapports de cotes (RC).
Tel que recommandé dans la littérature [153] concernant les analyses d’interaction,
les participants ont été classés dans quatre catégories selon leur exposition aux
facteurs de risque posturaux et psychosociaux (Figure 3). Ces catégories sont : risque
postural élevé et risque psychosocial élevé, risque postural élevé et risque
psychosocial faible, risque postural faible et risque psychosocial élevé et risque
40
40postural faible et risque psychosocial faible. Les participants de la catégorie risque
postural faible et risque psychosocial faible ont constitué le groupe de référence.
Les différentes catégories d’exposition ont été programmées à l’aide de variables
indicatrices. Cette méthode permet d’obtenir directement le RC de chacune des
catégories d’exposition et leur intervalle de confiance à 95% [137]. Elle a aussi
l’avantage de faciliter l’analyse subséquente, celle de l’effet d’interaction [154].
L’effet modifiant des variables du soutien social au travail et de l’engagement
excessif a été étudié pour les modèles de Karasek et de Siegrist, respectivement.
L’analyse de l’effet modifiant de ces variables a d’abord été effectuée par
stratification. L’homogénéité des RC entre les strates élevées et faibles a été testée à
l’aide d’un test statistique d’homogénéité, soit le test de Breslow Day [155]. Si le test
révélait que les strates étaient homogènes, le facteur n’était pas considéré comme
modifiant l’association et était plutôt analysé pour son effet de confondance (voir la
prochaine étape des analyses). Si par contre, un de ces facteurs avait un effet
modifiant (le test révélant une non homogénéité des strates) les résultats ont été
présentés par strate.
Un critère de changement des coefficients des catégories d’exposition des facteurs de
risque posturaux et psychosociaux de 10% et plus a été appliqué pour déterminer
l’identification de confusion. Les variables ont d’abord été testées en les analysant
une à une dans le modèle brut afin de déterminer l’ampleur du changement des
coefficients qu’elles entraînaient. Conformément à l’approche ascendante de création
de modèles, les variables jugées confondantes ont été incluses une à une dans le
modèle selon l’ordre décroissant de l’ampleur du changement déterminée à l’étape
précédente. L’ajout des variables s’est poursuivi jusqu’à ce que l’introduction de
nouvelles variables n’entraînait plus de changement sur les coefficients des catégories
d’exposition des facteurs de risque posturaux et psychosociaux. Les variables
confondantes répertoriées en analyse ascendante ont ensuite été enlevées une à une,
41
41en analyse descendante, tant que leur absence ne modifiait pas les cœfficients de plus
de 10%.
Lors de la création des modèles, nous avons pris soin de respecter un ratio >10 pour
le nombre d’événements observés dans chacune des strates d’analyses par rapport au
nombre de variables d’ajustement de nos modèles. En effet, tel que recommandé dans
l’article de Peduzzi et coll., 1996 [156], le fait de respecter ce ratio permet d’assurer
la validité de nos coefficients dans nos modèles multivariés.
D’autre part, puisque toutes les variables potentiellement confondantes ont été
mesurées au début et à la fin du suivi, leur introduction dans un modèle aurait pu
introduire de la multicollinéarité. Lorsqu’un modèle nécessitait un ajustement pour
une même variable mesurée au début et à la fin du suivi, nous avons effectué des tests
diagnostics vérifiant la présence de multicollinéarité en utilisant les facteurs de
tolérance et d’inflation [151]. Dans la situation où il y aurait eu de la
multicollinéarité, seule la variable créant le plus grand changement sur les
coefficients aurait été conservée dans le modèle.
Deux modèles ajustés ont ainsi été créés. Le premier modèle (modèle 1) comprenait
les variables d’exposition aux facteurs de risque posturaux et psychosociaux, l’âge
ainsi que toutes les autres variables jugées confondantes à l’exception des TMS aux
autres sites au début du suivi. Le deuxième modèle (modèle 2) comprenait toutes les
variables du modèle 1 plus les TMS aux autres sites au début du suivi. Cette façon de
procéder nous a permis d’évaluer l’effet de l’ajout d’une variable potentiellement
confondante et intermédiaire sur nos associations. En effet, une hypothèse à été émise
[124] concernant le possible effet intermédiaire des TMS aux autres sites. Un effet
intermédiaire est caractérisé par une diminution globale des associations observées
due à un effet de surajustement. Dans le cas où les TMS aux autres sites auraient
engendré un surajustement dans nos modèles, le modèle 1 aurait été utilisé pour le
calcul de l’effet d’interaction.
42
42La présence et l’impact de l’interaction entre les facteurs de risque posturaux et
psychosociaux ont été déterminés par la présence d’un écart au modèle additif
d’interaction, tel que mentionné par Rothman et Greenland [157] et Hallqvist [137].
Selon ces auteurs, le modèle additif est le plus approprié lorsque l’intérêt de l’étude
est d’évaluer l’interaction entre des facteurs étiologiques d’une pathologie. Plusieurs
méthodes permettent de vérifier la présence d’un effet d’interaction; parmi celles-ci la
fraction étiologique due à l’interaction (FEi) [139, 153] et son intervalle de confiance
à 95% [154] ont été choisis afin d’estimer la proportion de cas survenus uniquement à
cause de l’interaction entre ces deux facteurs de risque chez les sujets exposés aux
deux facteurs de risque (Figure 4). Selon une étude méthodologique [158], la FEi
serait la mesure d’interaction la plus fiable lors de l’utilisation de RC pour estimer le
risque de développer la pathologie. De plus, cette mesure d’interaction a été utilisée
dans la majorité des quelques études d’interaction entre les facteurs de risque
posturaux et psychosociaux au travail [20, 21, 24, 25].
Les analyses ont été effectuées avec le logiciel informatique SAS version 9.1 [159].
2.5 Éthique et confidentialité
Le protocole du projet de recherche principal a été approuvé par le comité d’éthique
de la recherche du Centre Hospitalier Affilié universitaire de Québec (CHA). Un
consentement écrit a été obtenu pour chaque participant. La confidentialité des
données a été assurée par l’attribution d’un numéro d’identification. Aucune
identification personnelle n’apparaît au fichier principal des données qui a été utilisé
pour ce projet. En fait, notre projet de recherche ne nécessitait pas la connaissance
des données nominales qui ont été compilées dans un ficher distinct. Les données ont
déjà subi une saisie minutieuse et la concordance des individus à chacune des deux
mesures avait été vérifiée. Le protocole de ce projet de recherche a été approuvé par
le comité d’éthique de la recherche de l’Université Laval (CÉRUL).
Chapitre III- Manuscrit 1
Interaction entre les facteurs de risque posturaux et la
tension au travail sur la survenue des TMS chez les
utilisateurs de poste informatique : Étude prospective sur
trois ans
Auteurs : Julie Lapointe, Clermont E. Dionne, Chantal Brisson, Sylvie Montreuil
Ce chapitre reproduit le texte d’un article intitulé Interaction between postural
risk factors and job strain on self-reported musculoskeletal symptoms among white-
collar workers: a 3-year prospective study qui sera soumis pour publication dans
la revue Scandinavian Journal of Work, Envrironment & Health.
Résumé
OBJECTIF : Évaluer la présence d’un effet d’interaction entre les facteurs de risque
posturaux et la tension au travail sur la proportion d’incidence des troubles
musculosquelettiques (TMS) au cou et aux épaules, au bas du dos, et aux membres
supérieurs. MÉTHODES : Les participants, composant une cohorte de 2 431 cols
blancs, ont répondu à un questionnaire auto-administré. Les facteurs de risque
posturaux du travail au poste informatique et les facteurs de risque de la tension au
travail (demandes psychologiques et latitude décisionnelle) ont été mesurés par ce
questionnaire. Après un suivi de trois ans, la proportion d’incidence des TMS dans
les six derniers mois a été évaluée pour chacun des trois sites anatomiques étudiés à
l’aide d’une version modifiée du questionnaire de type « nordique ». Les analyses ont
été stratifiées selon le genre. La fraction étiologique due à l’interaction (FEi) et son
intervalle de confiance à 95% ont été utilisés comme indicateurs de la présence
d’interaction dans le modèle additif. RÉSULTATS : Une interaction significative
entre les facteurs de risque posturaux et la tension au travail a été observée chez les
hommes pour les TMS au bas du dos, avec une FEi de 0,80 (0,23 – 1,37). Une
indication (non significative) de la présence d’interaction a également été observée
chez les femmes pour les sites du cou et des épaules, du bas du dos et des membres
supérieurs, avec des FEi de 0,44 (-0,66 – 0,94), 0,27 (-0,34 – 0,88), et 0,36 (-0,33 –
1,05), respectivement. CONCLUSION : Ces résultats suggèrent que la présence
simultanée des facteurs de risque posturaux et de la tension au travail accroît l’effet
pathogène individuel de chacun de ces facteurs surtout chez les hommes au site du
bas du dos. Ces résultats sont des plus encourageants pour le domaine de la santé et
sécurité au travail puisque cela implique que le fait de retirer un de ces deux facteurs
de risque, selon ce qui est possible de modifier pour un poste de travail particulier,
aura l’effet bénéfique additionnel d’éliminer la proportion d’incidence des TMS due à
l’interaction.
Abstract
OBJECTIVE: To investigate interaction between postural risk factors and job strain
on the incidence proportion of self-reported musculoskeletal symptoms in the
shoulder-neck, lower back and upper limbs regions. METHODS: A cohort of white-
collar workers (N=2,431) was assessed on postural risk factors and job strain at work
with a self-reported questionnaire. After a 3-year follow-up, the 6-month incidence
proportion of musculoskeletal symptoms in the three sites was measured with a
modified version of the Nordic questionnaire. Analyses were stratified for gender.
Interaction was defined as a departure from addition of individual risk factors effect
and its importance was estimated with the attributable proportion due to interaction
and its 95% interval. RESULTS: A significant attributable proportion due to
interaction between postural risk factors and job strain of 0.80 (95% CI: 0.23-1.37)
was observed for men in the lower back site. An indication of interaction was found
for women with attributable proportions due to interaction of 0.44 (95% CI: -0.06-
0.94), 0.27 (95% CI: -0.34-0.88) and 0.36 (95% CI: -0.33-1.05) for the shoulder-
neck, lower back, and upper limbs sites, respectively. CONCLUSIONS: The
simultaneous presence of postural risk factors and job strain seems to increase the
pathogenic effect of each exposure on the incidence of musculoskeletal symptoms.
This interaction effect is of primary importance for work intervention practices as it
means that succeeding to reduce anyone of these two risk factors will likely have the
additional benefit to reduce the interaction effect part of the incidence of
musculoskeletal symptoms.
Key terms: computer work, occupational disease; Karasek’s model; questionnaire;
workload; etiology; psychosocial factors.
46
46Introduction
Musculoskeletal symptoms are extremely frequent in the working population [160].
In Quebec, Canada, as in the European Union, the human, social and economic
burden associated with this group of health problems is constantly increasing [5,
161]. Workers who use a video display unit (VDU) are particularly susceptible to
develop musculoskeletal symptoms with reported prevalence as high as 50% [6].
Even if current scientific hypotheses support the multifactorial etiology of
musculoskeletal symptoms [17], causal mechanisms, like interaction between risk
factors, are not well documented.
Individual effect of postural risk factors related to VDU work and job strain have
been investigated. Postural risk factors such as static seated posture, number of
breaks, workstation adjustments and hours of work at the VDU have been related to
musculoskeletal symptoms in review studies [61, 75, 78]. Job strain, which comprises
psychological demands and decision latitude, has also been related to musculoskeletal
symptoms in the shoulder-neck and upper limbs regions [17], although less clearly in
the lower back [96]. It must also be mentioned that social support at work is thought
to act as an effect modifier of the association between job strain and adverse health
outcomes [11].
Until now, the studies did not identify one exposure as more important than the other
and found that the individual impact of postural risk factors or job strain is modest
[17]. This impact is probably too modest to explain the high proportion of
musculoskeletal symptoms among workers. Consequently, we hypothesized that it is
a form of interaction between postural risk factors and job strain that is causing the
high incidence of musculoskeletal symptoms observed.
Interaction, in epidemiology, defines situations where risk factors cooperate to
increase disease frequency [137]. In public health, interaction based on the additivity
47
47of effects is most relevant to assess a causal mechanism between two risk factors
[157]. Among interaction measures based on the additivity scale, the attributable
proportion due to interaction (AP) estimates the proportion of cases of
musculoskeletal symptoms caused solely by the interaction mechanism between the
two risk factors [153].
The objective of the current study was to investigate interaction between postural risk
factors and job strain on the incidence proportion of self-reported musculoskeletal
symptoms in the shoulder-neck, lower back and upper limbs regions among white-
collar workers.
48
48Study population and methods
Design
This study used data collected in the context of a larger study investigating the effect
of preventive interventions on musculoskeletal, cardiovascular and mental health in
white-collar workers [140]. The population was composed of 2,431 participating
employees of three large public service organizations in Québec City, Canada. Their
jobs encompassed the full range of white-collar occupations, including senior and
middle managers (4.9%), professionals (42.4%), technicians (25.3%) and office
workers (27.4%). Overall, baseline data collection was conducted between June 2000
and June 2003 and follow-up data collection was completed between October 2004
and November 2006. Mean follow-up time was 3.3 years (SD 0.9). Initial
participation rate was 76% and follow-up rate was 91%. Subjects were met at their
worksite during working hours and completed at both times a self-administered
questionnaire on work organization and health. Height and weight were measured by
research personnel. The study protocol was approved by the Institutional Ethics
Board of Laval University and all participants gave written informed consent.
Study population
To be eligible for this particular study, subjects had to satisfy the following general
criteria. They had to be aged 18 to 60 years old at baseline, to be working a minimum
of 25 hours/week at both measurement times, and to have at least one year of
seniority in the organization at baseline. Pregnancy at baseline and presence of
musculoskeletal inflammatory diseases (rheumatoid arthritis or ankylosing
spondylitis) at baseline were exclusion criteria. Retired workers and those in leave of
absence since less than 60 days at follow-up were included. Table 2 describes some
selected baseline characteristics of this eligible cohort. Close to 59% of subjects were
women and, the overall mean age was 43.8 (SD 7.0) years (Table 2). Men and
49
49women had a mean of 12.3 (SD 8.4) years and 11.8 (SD 8.4) years of seniority in the
organization, respectively. The mean duration of VDU work per day was 4.9 (SD 2.1)
hours for men and 5.2 (SD 1.9) hours for women.
Furthermore, another set of criteria was applied for the purpose of the analyses to
each anatomical site. Subjects were excluded if they reported a lifetime history of
past acute injuries (N=47 for shoulder-neck, N=74 for lower back, and N=24 for
upper limbs analyses). They also had to be free of musculoskeletal symptoms at
baseline at the specific body region concerned by the analyses of shoulder-neck,
lower back and upper limbs. Musculoskeletal symptoms at baseline were defined by
the reported symptoms in the previous six months with related functional limitations
in daily life activities. Subjects with missing data on previous musculoskeletal
symptoms were excluded. Thus, the final study population comprised a total of 1,342,
1,294 and 1,466 subjects for the analyses of incidence proportions of musculoskeletal
symptoms for shoulder-neck, lower back and upper limbs, respectively.
Outcome
The outcome of interest was the reported musculoskeletal symptoms at follow-up at
one of the three body regions: 1) shoulder-neck, 2) lower back, and 3) upper limbs.
Upper limbs included symptoms at forearms, wrists and hands. A modified version of
the Nordic questionnaire was used to measure musculoskeletal symptoms [33].
Incident cases were defined by musculoskeletal pain, ache or discomfort in the last
six months (answered by yes or no) with related functional limitation at work, at
home or in leisure activities. Functional limitations were investigated by the
following question: “Did you have to decrease your activities secondary to your
musculoskeletal symptoms?” and were measured by a yes or a no answer for each
three category of activities. Preshaded manikins were used to help subjects identify
the correct body region [162]. Subjects with missing data on one of these outcome
definitions were excluded from the analyses pertaining to this outcome.
50
50Job strain
Job strain is a combination of psychological demands and decision latitude, and was
measured with the French version of the Karasek’s questionnaire [143], for which
good psychometric qualities have been demonstrated [163, 164]. Psychological
demands reflect quantity of work, time constraints, and level of intellectual effort
required (9 items, score range 9-36). Decision latitude reflects opportunities for
learning, autonomy, and participation in the decision making process (9 items, score
range 24-96). We have computed scores according to the algorithms recommended
by Karasek [143]. Subjects with missing data on two or fewer items were imputed an
average score based on their answered items for that particular scale. Data were
imputed for psychological demands and decision latitude for 0.42% and 0.65% of
study subjects respectively. High and low level of exposure to psychological demands
and decision latitude were determined by a cut-off point corresponding to the median
observed in the Québec general worker population [144]; the median value was 24
for psychological demands and 72 for the decision latitude. We used the quadrant
method proposed by Karasek to classify job strain exposure [11]. The high job strain
group was composed of subjects with median or higher scores on psychological
demands and median or lower scores on the decision latitude. Subjects in the other
three quadrants of exposure were classified altogether in the low job strain group.
Postural risk factors
A minimum of four hours/day of VDU work was necessary for assessment of
postural risk factors in order to obtain a minimal exposure time to VDU work [9,
165]. Subjects exposed to less than four hours/day were classified in the low postural
risk factors group. Among subjects working on a VDU for four hours/day and more,
seven postural risk factors related to the VDU workstation were measured with the
self-administered questionnaire. Pictograms accompanied written items in order to
improve the psychometric properties of the measures [141, 166]. These postural risk
factors were defined by a static seated posture (yes or no), possibility to take regular
51
51breaks (yes or no), monitor height (measured in reference to the line of vision and
according to the use of bifocal glasses or not), neck rotation caused by lateral position
of the screen, keyboard height (measured in reference to elbow height), and the
presence of armrests when using keyboard (yes, no) or mouse (yes, no). The presence
of a risk factor, based on Health Canada ergonomic guidelines [167], was given one
point except for the absence of armrests while using keyboard and mouse which were
given 0.5 point each. Subjects with missing data on only one item on these measures
of postural risk factors were kept for the analyses (2.5% of the study population);
subjects with more than one missing item were excluded. For each subject, a sum of
reported postural risk factors was computed. A cut-off point was fixed at 2.5, which
represents the median value in our study population and was also suggested by
previous studies [35, 49]. Subjects with a sum of less than 2.5 were classified in the
low postural risk factors group along with subjects working less than four hours/day
on a VDU. Subjects with a sum of 2.5 and more of reported postural risk factors were
classified in the high postural risk factors group.
Covariables
Social support at work, which is hypothesized to act as an effect modifier of the
association between job strain and health outcomes [11], was measured with the 11-
item scale proposed by Karasek [143] (scores ranged from 11 to 44). Categorization
was determined by the median of an external reference population [144] which was
34. Low social support status was determined by the median or lower scores on this
scale. Demographic and individual variables were collected at baseline and follow-
up. Information on age, marital status, formal education (highest level completed),
number of children, smoking status (smokers were defined by one or more cigarette
per day), job category, seniority in the organization, sedentary behaviour (engaged in
physical activity less than once per week during the previous six months), stressful
life events during the prior 12 months, and menopausal status were documented.
Body mass index (BMI) was computed from direct measurements of subject’s height
and weight taken at baseline and follow-up (<27, ≥27 kg/m² for obesity). Personality
52
52factors related to impatience/irritability (one item) and inability to withdraw from
work obligations (five items) were measured at baseline with the 6-item
overcommitment scale recommended by Siegrist [15]. Subjects who scored in the
upper tertile of the distribution in the current study population were considered at
risk. Self-assessed health was measured at baseline and follow-up with the question
“Compared with others of the same age, would you say that your own health is in
general: excellent, very good, good, fair, or poor?”. Psychological distress was
measured with the validated French version of the 14-item Psychiatric Symptom
Index [149]. A total score for this scale was calculated based on a range from 0 to
100. Patients with scores ≥26.19, which represents the highest quintile observed in
the general population [144], were considered to present psychological distress.
A variable named “musculoskeletal symptoms to other body region(s)” was
constructed to account for the presence of baseline symptoms to a different body
region than the one that was under study. For example, in the analysis of shoulder-
neck region, subjects with baseline musculoskeletal symptoms in the lower back
and/or upper limbs were classified has having “musculoskeletal symptoms to other
body regions”. Musculoskeletal symptoms were defined by the presence of self-
reported symptoms in the last six months, accompanied by related functional
limitations.
Statistical analyses
As recommended for studying interaction between two risk factors [153], four
exposure groups were created: high postural and high job strain, high postural and
low job strain, low postural and high job strain and finally, low postural and low job
strain. Subjects in the low postural and low job strain composed the reference group.
Unconditional logistic regression was used to estimate crude and adjusted odds ratios
with 95% confidence intervals for each exposure group as it is robust to small cell
numbers [151]. Effect modification of social support at work was tested by using
53
53stratification and Breslow Day tests [155]. Age was forced in the adjusted models
either as a continuous variable or in categories (<35, 34 to 44, >44) according to the
best fit of logistic regression [150].
To create the first adjusted model (model 1), we started by entering exposure groups
and age. Then we adjusted for covariables that brought about a change of 10% or
more in at least one of the exposure odds ratios, using a forward step strategy. When
the model needed adjustment for a variable measured both at baseline and at follow-
up, the model’s tolerance and variance inflation factors were examined to assure that
mutual dependency was not introduced [151]. If this was the case, only the variable
bringing about the greatest change in exposure odds ratios was kept in the model.
The second adjusted model (model 2), was created by the addition, to model 1, of
musculoskeletal symptoms to other body regions at baseline. Since musculoskeletal
symptoms to other body regions can either act as a confounder or as an intermediate
factor [124], model 2 enabled us to assess its effect in our study population. In the
case of an intermediate action (detected by a systematic decrease of exposure odds
ratios), model 1 was to be used to estimate the attributable proportions due to
interaction.
All analyses were performed separately for men and women. Each body region was
considered separately. Deviance statistics and influence diagnostics were examined to
achieve adequate Goodness of fit [150]. Analyses were performed with SAS 9.1
package [159].
Assessment of interaction
The attributable proportion due to interaction (AP) refers to the proportion of
musculoskeletal symptoms cases solely due to the interaction process among subjects
exposed to both risk factors [153]. The AP is, among the other interaction measures,
the most robust one when odds ratio are used to approximate risk proportions [158].
54
54The AP and its 95% confidence interval (95% CI) [154] were computed directly from
the odds ratios obtained by logistic regression [153]. The AP was calculated with the
following formula: [(OR11 – OR01 – OR10 + 1)/ OR11] where OR11 represents the odds
ratio for the high postural and high job strain, OR01 represents the low postural and
high job strain and OR10 represents the high postural and low job strain group. Null or
negative values of the AP were interpreted as absence of interaction [157, p.341].
55
55Results
The incidence proportion of musculoskeletal symptoms in the last six months with
associated functional limitations was, for men, 7.0% for shoulder-neck, 10.0% for
lower back and 5.6% for upper limbs. For women, these proportions were 11.1%,
10.6% and 7.6% respectively for shoulder-neck, lower back and upper limbs.
Crude and adjusted odds ratios and the AP due to interaction are presented in Tables
3 and 4. Social support did not modify job strain exposure effect in the interaction
analyses (data not shown). Adjustment for confounding factors reduced the crude
associations (model 1). Further adjustment for musculoskeletal symptoms in other
body regions (model 2) generally resulted in a slight increase in associations thus
indicating no intermediate effect for the latter risk factor. Generally, the highest odds
ratios were found in the high postural and high job strain groups; for men in the
shoulder-neck and the lower back regions and for women in all three body regions.
For men (Table 3), a significant crude effect in shoulder-neck in the high postural and
high job strain group was observed, but this association disappeared after adjustment.
No significant associations were found at the lower back region but a significant
association with symptoms in upper limbs for the low postural and high job strain
group was observed. For women (Table 4), the crude effect for the high postural and
high job strain group was significant in the shoulder-neck and the lower back region
and these associations remained after adjustment. The AP due to interaction,
computed from model 2, varied between -2.30 and 0.80. For men, a significant AP
was observed for the lower back region (0.80). For women, all three body regions had
a potential although not significant interaction, with the highest AP found for the
shoulder-neck region.
56
56Discussion
Main results
Our study investigated interaction between postural risk factors and job strain on the
incidence of musculoskeletal symptoms in the shoulder-neck, lower back and upper
limbs regions. A significant interaction between postural risk factors and job strain
was found for men on the incidence of musculoskeletal symptoms in the lower back
region. For women, all three body regions had an indication of interaction although
not significant. Social support did not modify the association between job strain
exposure and musculoskeletal symptoms.
Comparison with previous research
To our knowledge, only seven studies have investigated interaction between work
physical and psychosocial risk factors [20-25, 60]. Among these studies, four have
computed the AP [20, 21, 24, 25]. It was possible for us to compute the AP from two
other articles [22, 23]. The remaining article [60] did not use any of the recommended
interaction measures [137] and it was not possible to compute the AP from data
provided.
Comparisons are difficult to make due to marked differences in exposure assessment,
population and design of these studies. These studies were mainly cross sectional [20-
22, 25], only one had a study population specific to VDU work [24], and no one had a
comparable definition of postural risk factors related to VDU work. A majority of
these studies combined men and women in their analyses [20-22, 24] and only one
did compute confidence intervals for the AP [21]. Varied AP values were reported by
these studies, ranging from 0.06 to 0.70, and no systematic patterns seemed to
emerge. Overall, for these studies, nine positive AP values were observed against one
null value. This is concordant with our results, since we obtained a majority of
57
57positive AP. These results let us suspect that an interaction is present between
postural risk factors and job strain even if its effect is still not sufficiently supported
by significant results. Studies with greater statistical power will be necessary to
achieve this goal.
Few studies have used a definition of musculoskeletal symptoms that includes both
pain and functional limitations, despite its relevant informative value [117]. One
study measured the 6-month prevalence of lower back symptoms related with
functional limitations [148] and observed a 12.3% value. Two studies have measured
a 12-month incidence proportion of musculoskeletal symptoms with related
functional limitations. They observed proportion values of 11.6% for the lower back
region [114] and 11% for the neck region [39]. These results are similar to the
incidence proportions found in the current study.
In our study, men seemed to be more at risk of developing lower back symptoms than
shoulder-neck or upper limbs symptoms. This was also observed in a prevalence
study conducted in the Quebec working population [108]. Furthermore, we observed
that musculoskeletal symptoms to the upper limbs were always the less frequent for
both men and women. This was also observed in the literature [5, 126].
The absence of effect modification by social support observed in our study is in
contradiction with findings of some studies [38, 49]. On the other hand, absence of
association between social support at work and musculoskeletal symptoms was
observed in some reviews [17, 96] and prospective studies with VDU workers [36,
44]. It is possible though that our cut-off point was not appropriate to define low
social support since a large percentage of subjects were categorized in the low social
support group (Table 2). However, in additional analyses we redefined the low social
support group by using the lower tertile of its distribution in the current study
population. These analyses lead to the same conclusion, i.e. absence of effect
modification by social support (data not shown).
58
58In our study, musculoskeletal symptoms in other body regions did not act as an
intermediate factor by introducing overadjustment and decreasing the associations
between measured risk factors and the incidence of musculoskeletal symptoms. Even
if this phenomenon was observed in a previous prospective study [23], this variable
did actually act as a confounder in our study population. Model 2 (with adjustment
for musculoskeletal symptoms in other body regions) represents the best adjustment
possible in our study.
Methodological considerations
Our study had several methodological strengths. This was an inception; prospective
cohort study. The baseline and follow-up participation proportions were high. We
have considered multiple possible confounders in model adjustments, and we have
assessed three body regions in order to encompass the global phenomenon of
musculoskeletal symptoms [126, 168]. We have conducted separate analyses for men
and women since the associations of risk factors to musculoskeletal symptoms have
shown great differences by gender in the literature [27, 44, 62, 73, 75, 105-108].
Another strength of the current study was our outcome definition. Defining
musculoskeletal symptoms by their presence in the last six months accompanied by
related functional limitations captured symptoms causing an important impact on the
worker’s quality of life. Moreover, it has also resulted in reducing the incidence
proportions of musculoskeletal symptoms close to or lower than 10%, thus allowing
the use of odds ratios obtained from logistic regression as valid estimates of risk
ratios. Finally, it is important to notice that the 6-month recall period is less
commonly used than the 12-month recall period. However, in the current absence of
consensus for the best time frame for measuring musculoskeletal symptoms, we
postulate that a 6-month recall period is comparable if not superior to a 12-month
recall period, since a shorter recall period reduces recall bias [29].
59
59Nonetheless, our study has several limitations. First, the precision of estimates was
low for some associations as shown by large confidence intervals (Table 3 and 4).
The actual sample size of this study was influenced by our choice of exclusion
criteria. To achieve a better internal validity, numerous exclusion criteria were
applied to the study base. Only a few studies [38, 48, 169] have excluded subjects
with a history of past acute injury at specific body regions or subjects with
musculoskeletal inflammatory diseases (rheumatoid arthritis or ankylosis
spondylitis). Our attempts to reintegrate subjects with these particular characteristics
lowered the measures of associations (data not shown). In fact, in our study, subjects
with previous injury or medical conditions related to musculoskeletal structures had
an increased proportion of musculoskeletal symptoms for the unexposed groups.
These latter analyses support our methodological choice to exclude those subjects.
As in most occupational health studies, the strength of the associations observed
could have been underestimated by the presence of a healthy worker effect. In our
analyses, even if initial and follow-up participation proportions were high, we have
observed some significant differences between the study participants and eligible
workers who have not participated or were lost to follow-up (data not shown).
Among subjects who refused to participate initially, there were a larger and
significant proportion of office workers. Also, among subjects who were lost to
follow-up, age was higher, education was lower, the duration of VDU work was
longer for women and psychological distress was more frequent among men,
compared to those who completed follow-up. Since these characteristics were
generally associated with greater risk of developing musculoskeletal symptoms in this
study, it is possible that the loss of these subjects contributed to underestimate the
strength of the associations studied although we can not ascertain this fact.
A healthy worker effect could also have occurred in our study secondary to the
exclusion of subjects with musculoskeletal symptoms at baseline, thus leaving a
healthier study population [170]. However, the exclusion of these symptomatic
subjects seemed to reduce confounding. Actually, some studies observed that baseline
60
60musculoskeletal symptoms were strong predictors of future musculoskeletal
symptoms regardless of the work exposure level [62, 77, 105, 106]. Also, a review
[141] reported that subjects with musculoskeletal symptoms are rating their work
exposure differently than asymptotic subjects. Therefore, even if the exclusion of
subjects with musculoskeletal symptoms at baseline could have underestimated the
strength of the associations observed, we believe that it was a sound methodological
choice. Moreover, subjects with musculoskeletal symptoms at baseline were excluded
in many prospective studies [23, 36, 52, 84, 109, 110].
Finally, a healthy worker effect can also have occurred if highly exposed subjects at
baseline decrease their exposure to postural risk factors or to job strain during the
follow-up period. We have tested this hypothesis by comparing the number of
subjects who have decreased versus increased their exposure level between baseline
and follow-up with a McNemar test (data not shown). The McNemar statistic (for
paired data) tested the null hypothesis that there is no differential change of exposure
level in our study population between baseline and follow-up. We have observed that
although keyboard height was more appropriate and head rotation was less frequent at
follow-up, the reported duration of VDU work was higher and the possibility to take
regular breaks was lower. No changes between baseline and follow-up were observed
for the other postural risk factors and for job strain. Overall, exposure levels to
postural risk factors and job strain have stayed stable over time in our study
population. We thus conclude that this last aspect of a healthy worker effect is not a
major concern in our study.
The potential bias introduced by self-reported data on postural risk factors at work is
another limitation of our study. Generally, self-reported data have the tendency to
overestimate the duration of VDU work [166, 171], although not always [141]. On
the other hand, a previous study has found that subjects correctly identify the absence
of postural risk factors but incorrectly identify their presence [166]. This last
observation would possibly translate into a non-differential underestimation of the
61
61presence of postural risk factors. It is unfortunately not possible for us to appreciate
the definite effects of such a bias on our results.
Few standardized scales are available to assess postural risk factors specific to VDU
work. We have selected the seven most important postural risk factors according to
the available evidence in the scientific literature on VDU work [35, 49]. According to
a review by Stock et al. (2005) on the reproducibility and validity of workers’ self-
reports of physical work demands, the questions that we have used to measure
duration of VDU work and the keyboard height had good psychometric properties
[141]. Nonetheless, it would be important that future studies develop a standardized
instrument with adequate psychometric properties.
Another potential limit of this study is related to the outcome measure.
Musculoskeletal symptoms were measured after a 3-year follow-up but were
measured for the last six months. This definition has left a gap period during which
study subjects could have suffered from musculoskeletal symptoms and recovered
without being identified in our analyses. This is particularly problematic with
musculoskeletal symptoms since their transient nature is well known. Furthermore,
the effect of this gap is not possible to estimate because it depends on the distribution
of missing events between exposure categories. However, we suppose that the more
serious and recurrent symptoms were captured with the 6-month incidence
proportion. More regular assessments of the outcome should be preferred in future
research designs.
Concluding remarks
The interaction between postural risk factors and job strain must be considered in
occupational settings since workers are often exposed simultaneously to these two
types of risk factors in their work environment. This simultaneous exposure seems to
increase the pathogenic effect of each individual risk factor on the development of
musculoskeletal symptoms. Since it is utopic to aim at eliminating every risk factor at
62
62work, this interaction effect is thus of primary importance for work intervention
practices. It means that succeeding to reduce anyone of these two types of risk factors
will likely have the additional benefit of reducing the interaction effect part of the
incidence proportion of musculoskeletal symptoms. Finally, in the light of the actual
high prevalence of musculoskeletal symptoms among workers, even small reductions
of the pathogenic effect of risk factors would likely create a considerable positive
impact on public health.
Acknowledgements
The authors thank the study subjects and the work organizations that participated to
this study, funded by the U.S. National Institute for Occupational Safety and Health
(NIOSH), Grant number OH07647.
J Lapointe was supported by scholarships from the Quebec Institute for Occupational
Safety and Health (Institut de recherche Robert-Sauvé en santé et en sécurité du
travail – IRSST) and the Interdisciplinary Research Group on Work Organization and
Health (Groupe interdisciplinaire de recherche sur l’organisation et la santé au travail
- GIROST). CE Dionne is a Quebec Health Research Fund (FRSQ) Scholar.
63
Table 2. Selected baseline characteristics of the entire study population following the general inclusion/exclusion criteria, by gender, n (%) Men Women Characteristics [Missing data in %] N: 693 N: 988 Age groups [0] [0]
<35 years 70(10.1) 102(10.3)35-44 years 248(35.8) 419(42.4)45-60 years 375(54.1) 467(47.3)
Education (highest level completed) [0] [0]
High school or less 100(14.4) 335(33.9)College* 193(27.9) 295(29.9)University 400(57.7) 358(36.2)
Job category [0] [0]
Senior or middle managers 53(7.6) 29(2.9)Professionals 410(59.2) 302(30.6)Technicians 143(20.6) 283(28.6)Office workers 87(12.6) 374(37.9)
Marital status [0.6] [0.4]
Married 335(48.3) 391(39.6)Living as married 185(26.7) 295(29.8)Divorced 70(10.1) 140(14.2)Single 96(13.9) 148(15.0)Widow 3 (0.4) 10 (1.0)
Number of children ≤18 years old (living full time in the house) [1.1] [2.0]
0 325(46.9) 414(41.9)1 121(17.5) 226(22.9)≥2 239(34.5) 328(33.2)
Stressful life events in the past 12 months [0.6] [2.3]
0 379(54.7) 454(46.0)1 228(32.9) 342(34.6)≥2 82(11.8) 169(17.1)
Self-assessed health status [0.1] [0]
Excellent 98(14.1) 129(13.1)Very good 272(39.2) 356(36.0)Good 233(33.6) 365(36.9)Average 76(11.1) 120(12.2)Poor 13 (1.9) 18 (1.8)
Psychological distress† [0.2] [0]
No 517(74.6) 598(60.5)Yes 175(25.2) 390(39.5)
* In the province of Quebec, college refers to preuniversity or vocational studies. † Psychological distress was defined by a score ≥26.19 to the french version of the 14-item Psychiatric Symptom Index.
64
Table 2. (continued) Men Women Characteristics [Missing data in %] N: 693 N: 988 Social support at work [0.6] [0.4]
High 310(44.7) 400(40.5)Low* 379(54.7) 584(59.1)
Overcommitment [0.3] [0.7]
Low 368(53.1) 490(49.6)High† 323(46.6) 491(49.7)
Job strain [0.7] [0.7]
Low 572(82.5) 744(75.3)High‡ 116(16.8) 237(24.0)
Effort-reward [0.6] [0.8]
Balance 501(72.3) 702(71.1)Imbalance§ 188(27.1) 278(28.1)
Postural risk factors [0.4] [0.5]
Low 443(63.9) 646(65.4)High** 247(35.7) 337(34.1)
Musculoskeletal symptoms in previous six months with related functional limitations
Shoulder-neck [3.2] [2.4]No 589(85.0) 800(81.0)Yes†† 82(11.8) 164(16.6)
Lower back [2.9] [1.7]
No 575(83.0) 791(80.1)Yes‡‡ 98(14.1) 180(18.2)
Upper limb [2.5] [4.0]
No 636(91.8) 854(86.4)Yes§§ 40(5.8) 95(9.6)
* Defined by a score ≤34 on the french version of the 11-item of Karasek questionnaire. † Defined by the upper tertile (≥14) of the distribution in the current study population to the 6-item scale recommended by Siegrist. ‡ Defined by the combination of high psychological demands (≥24) and low decision latitude (≤72) on the french version of the 18-item of
Karasek questionnaire. § Defined by an efforts/reward ratio >1 as proposed by Siegrist. ** Defined as exposure to postural risk factors equal or higher than the median value of the current study population. †† These subjects were excluded for the shoulder-neck analysis. ‡‡ These subjects were excluded for the lower back analysis. §§ These subjects were excluded for the upper limbs analysis.
65
65
Table 3. Effect of postural risk factors and job strain on the 6-month incidence proportion of musculoskeletal symptoms among white-collar men - Odds ratio (95% CI)
Number Cases Crude Adjusted Model 1 Adjusted Model 2‡‡‡ AP§§§
Shoulder-neck: Low postural / low job strain 294 14 1.00 (reference) 1 *.00 (reference)*** 1.00 (reference)
Low postural / high job strain 39 4 2.29 (0.71-7.33) 2.25 (0.70-7.27) 2.32 (0.70-7.66)
High postural / low job strain 151 13 1.88 (0.86-4.12) 2.03 (0.92-4.47) 2.08 (0.93-4.62)
High postural / high job strain 41 6 3.43 (1.24-9.50) 3.52 (1.26-9.82) 2.94 (0.97-8.94) -0.15 (-1.62-1.32)
Lower back: Low postural / low job strain 282 28 1.00 (reference) 1.00 (reference)║ 1.00 (reference)
Low postural / high job strain 40 2 0.48 (0.11-2.09) 0.32 (0.07-1.52) 0.36 (0.07-1.70)
High postural / low job strain 144 14 0.98 (0.50-1.92) 0.90 (0.44-1.84) 0.97 (0.47-2.02)
High postural / high job strain 41 7 1.87 (0.76-4.60) 1.49 (0.55-4.01) 1.66 (0.61-4.55) 0.80 (0.23-1.37)
Upper limbs : Low postural / low job strain 320 14 1.00 (reference) 1.00 (reference)¶ 1.00 (reference)
Low postural / high job strain 46 8 4.60 (1.81-11.68) 4.57 (1.80-11.62) 4.76 (1.72-13.14)
High postural / low job strain 159 7 1.01 (0.40-2.55) 1.01 (0.40-2.57) 1.12 (0.43-2.89)
High postural / high job strain 48 3 1.46 (0.40-5.27) 1.46 (0.40-5.30) 1.48 (0.40-5.46) -2.30 (-7.08-2.48)
‡‡‡ Corresponds to model 1 plus adjustment for musculoskeletal symptoms at baseline.
§§§ Attributable proportion computed from odds ratios of model 2.. **** Adjusted for age
║ Adjusted for age, health perception at follow-up and stressful life events at baseline. ¶ Adjusted for age.
66
66
ber Cases Crude Adjusted Model 1
2††††
AP‡‡‡‡
Table 4. Effect of postural risk factors and job strain on the 6-month incidence proportion of musculoskeletal symptoms among white-collar women - Odds ratio (95% CI)
Num Adjusted Model
Shoulder-neck: Low postural / low job strain 1.00 ce) 1.00 (reference) 356 32 (referen 1.00 (reference)§§§§
Low postural / high job strain 118 17 1.70 (0.91-3.20) 1.82 (0.96-3.44) 1.77 (0.91-3.43)
High postural / low job strain 198 19 1.07 (0.59-1.95) 1.06 (0.58-1.92) 1.11 (0.60-2.06)
High postural / high job strain 57 13 2.99 (1.46-6.13) 3.22 (1.56-6.66) ║
3.38 (1.58-7.22) 0.44 (-0 6-0.94)
Lower back: 1
0.27 (-0 4-0.88)
Upper limbs :
0.36 (-0. 3-1.05)
.0
Low postural / low job strain 341 22 1.00 (reference) .00 (reference) 1.00 (reference)
Low postural / high job strain 107 13 2.01 (0.97-4.13) 1.92 (0.86-4.26) 2.53 (1.09-5.85)
High postural / low job strain 197 24 2.01 (1.10-3.69) 1.91 (0.98-3.72) 2.51 (1.23-5.09)
High postural / high job strain 62 16 5.04 (2.47-10.30) 4.60 (2.05-10.33) ¶
5.51 (2.33-13.03) .3
Low postural / low job strain 378 26 1.00 (reference) 1.00 (reference) 1.00 (reference)
Low postural / high job strain 116 10 1.28 (0.60-2.73) 1.23 (0.57-2.68) 1.26 (0.57-2.77)
High postural / low job strain 214 16 1.09 (0.57-2.09) 1.08 (0.56-2.06) 1.17 (0.61-2.26)
High postural / high job strain 59 8 2.12 (0.91-4.94) 1.95 (0.83-4.60) 2.25 (0.94-5.40) 3
†††† Corresponds to model 1 plus adjustment for musculoskeletal symptoms at baseline.
. ‡‡‡‡ Attributable proportion computed from odds ratios of model 2. §§§§ Adjusted for age and psychological distress at follow-up
║ Adjusted for age and stressful life events at baseline. ¶ Adjusted for age, and for psychological distress, overcommitment and health perception at baseline.
Chapitre IV- Manuscrit 2
Interaction entre les facteurs de risque posturaux et le déséquilibre efforts-reconnaissance au travail sur la survenue des TMS chez les utilisateurs de poste informatique : Étude prospective sur trois ans
Auteurs : Julie Lapointe, Clermont E. Dionne, Chantal Brisson et Sylvie Montreuil
Ce chapitre reproduit le texte d’un article intitulé Interaction between postural
risk factors and effort-reward imbalance on self-reported musculoskeletal
symptoms among white-collar workers: a 3-year prospective study qui sera soumis
pour publication dans la revue Scandinavian Journal of Work, Envrironment &
Health
Résumé
OBJECTIF : Évaluer la présence d’un effet d’interaction entre les facteurs de risque
posturaux et le déséquilibre efforts-reconnaissance au travail (modèle de Siegrist) sur
la proportion d’incidence des troubles musculosquelettiques (TMS) au cou et aux
épaules, au bas du dos, et aux membres supérieurs. MÉTHODES : Les participants,
composant une cohorte de 2 431 cols blancs, sans TMS au départ, ont répondu à un
questionnaire auto-administré. Les facteurs de risque posturaux du travail au poste
informatique et le déséquilibre efforts-reconnaissance ont été mesurés par ce
questionnaire. Après un suivi de trois ans, la proportion d’incidence des TMS dans
les six derniers mois a été évaluée pour chacun des trois sites anatomiques étudiés à
l’aide d’une version modifiée du questionnaire de type « nordique ». Les analyses ont
été stratifiées selon le genre. La fraction étiologique due à l’interaction (FEi) et son
intervalle de confiance à 95% (IC à 95%) ont été utilisés comme indicateurs de la
présence d’interaction dans le modèle additif. RÉSULTATS : Deux interactions
significatives entre les facteurs de risque posturaux et le déséquilibre efforts-
reconnaissance ont été observées chez les femmes pour les TMS au cou et aux
épaules et aux membres supérieurs avec des FEi de 0,64 (IC à 95% : 0,21-1,07) et de
0,57 (IC à 95% : 0,08-1,06), respectivement. Des indications (non significatives) de
la présence d’interaction ont également été observées chez les hommes pour les sites
du bas du dos 0,60 (IC à 95% : -0,31-1,51) et des membres supérieurs 0,41 (IC à
95% : -0,99-1,81), et chez les femmes pour le site du bas du dos 0,25 (IC à 95% : -
0,37-0,87). CONCLUSION : Ces résultats suggèrent que la présence simultanée des
facteurs de risque posturaux et du déséquilibre efforts-reconnaissance accroît l’effet
pathogène individuel de chacun de ces facteurs surtout chez les hommes au site du
bas du dos. Ces résultats sont des plus encourageants pour le domaine de la santé et
sécurité au travail puisque cela implique que le fait de retirer un de ces deux facteurs
de risque, selon ce qui est possible de modifier pour un poste de travail particulier,
aura l’effet bénéfique additionnel d’éliminer la proportion d’incidence des TMS due à
l’interaction.
Abstract
OBJECTIVE: To investigate interaction between postural risk factors and effort-
reward imbalance (Siegrist’s model) on the incidence proportion of self-reported
musculoskeletal symptoms in the shoulder-neck, lower back and upper limbs regions.
METHODS: A cohort of white-collar workers (N=2,431), free of musculoskeletal
symptoms, was assessed on postural risk factors and effort-reward imbalance at work
with a self-reported questionnaire. After a 3-year follow-up, the 6-month incidence
proportion of musculoskeletal symptoms in the three body sites was measured with a
modified version of the Nordic questionnaire. Analyses were stratified for gender.
Interaction was defined as a departure from addition of individual risk factors effect
and its importance was estimated with the attributable proportion due to interaction
and its 95% interval. RESULTS: For women, two significant attributable proportions
due to interaction between postural risk factors and effort-reward imbalance were
observed in the shoulder-neck 0.64 (95% CI: 0.21-1.07) and the upper limbs 0.57
(95% CI: 0.08-1.06) sites. An indication of interaction was observed for men in the
lower back 0.60 (95% CI: -0.31-1.51) and the upper limbs 0.41 (95% CI: -0.99-1.81)
and for women, in the lower back 0.25 (95% CI: -0.37-0.87). CONCLUSIONS: An
additive interaction was observed between postural risk factors and the effort-reward
imbalance on incidence of musculoskeletal symptoms in men and women white-
collar workers. The simultaneous presence of postural risk factors and effort-reward
imbalance seems to increase the pathogenic effect of each risk factor on the incidence
of musculoskeletal symptoms. This interaction effect is of primary importance for
work intervention practices as it means that succeeding to reduce anyone of these two
risk factors will likely have the additional benefit of reducing the interaction effect
part of the incidence of musculoskeletal symptoms.
Key terms: computer work, occupational disease; Siegrist’s model; questionnaire;
workload; etiology; psychosocial factors.
70
70Introduction
Musculoskeletal symptoms are extremely frequent in the working population [160].
In Quebec, Canada, as in the European Union, the human, social and economic
burden associated with this group of health problems is constantly increasing [5,
161]. Workers who use a video display unit (VDU) are particularly susceptible to
develop musculoskeletal symptoms with reported prevalence as high as 50% [6].
Current scientific hypotheses support a multifactorial etiology for musculoskeletal
symptoms, which encompasses physical, psychosocial, socio-demographic, and
individual aspects. However, some causal mechanisms, like interaction between risk
factors, are still not well documented [17].
The effect of postural risk factors related to VDU work on the incidence of
musculoskeletal symptoms has been investigated. Postural risk factors such as static
seated posture, number of breaks, workstation adjustments and hours of work at the
VDU have been related to musculoskeletal symptoms in review studies [61, 75, 78].
The effect of psychosocial risk factors on musculoskeletal symptoms have been
widely investigated with the job strain model of Karasek [11] which comprises the
psychological demands, the decision latitude, and the social support of the
environment at work. However, a more recent model has been proposed by Siegrist
[13] to define pathogenic work situations caused by the imbalance between efforts
and rewards. The effort-reward (E-R) imbalance model is based on the social
exchange process of work between efforts spent (i.e. work demands and obligations)
and the rewards received (i.e. money, esteem and career opportunities, including job
security). An imbalance, defined by high efforts and low rewards, is believed to elicit
strong negative emotional reactions which, in the long run, can have an impact on
worker’s health [172]. This model also introduces the individual risk factor of
overcommitment, which characterizes subjects with an excessive involvement in
71
71work and a high need of approval. Overcommitment is believed to act as an effect
modifier of the effect of E-R imbalance on health problems [15].
Only four cross-sectional studies [14, 16, 102, 173] and one prospective study [174]
analyzed the effect of E-R imbalance on musculoskeletal symptoms and not one of
them had a population of workers using VDU. Moreover, no other studies did
investigate the interaction between E-R imbalance and the postural risk factors on the
incidence of musculoskeletal symptoms. Interaction, in epidemiology, defines
situations where risk factors cooperate to increase disease frequency [137]. In public
health, interaction based on the additivity of effects is most relevant to assess a causal
mechanism between two risk factors [157]. Among interaction measures based on the
additivity scale, the attributable proportion due to interaction (AP) estimates the
proportion of disease occurrence caused solely by the interaction mechanism between
the two risk factors.
The objective of the current study was to investigate interaction between postural risk
factors and E-R imbalance on the incidence proportion of self-reported
musculoskeletal symptoms in the shoulder-neck, lower back and upper limbs regions
among white-collar workers.
72
72Study population and methods
Design
This study used data collected in the context of a larger study investigating the effect
of preventive interventions on musculoskeletal, cardiovascular and mental health in
white-collar workers [140]. The population was composed of 2,431 participating
employees of three large public service organizations in Québec City, Canada. Their
jobs encompassed the full range of white-collar occupations, including senior and
middle managers (4.9%), professionals (42.4%), technicians (25.3%) and office
workers (27.4%). Overall, baseline data collection was conducted between June 2000
and June 2003 and follow-up data collection was completed between October 2004
and November 2006. Mean follow-up time was 3.3 years (SD 0.9). Initial
participation rate was 76% and follow-up rate was 91%. Subjects were met at their
worksite during working hours and completed at both times a self-administered
questionnaire on work organization and health. Height and weight were measured by
research personnel. The study protocol was approved by the Institutional Ethics
Board of Laval University and all participants gave written informed consent.
Study population
To be eligible for this particular study, subjects had to be aged 18 to 60 years old at
baseline, to be working a minimum of 25 hours/week at both measurement times, and
to have at least one year of seniority in the organization at baseline. Pregnancy and
presence of musculoskeletal inflammatory diseases at baseline (rheumatoid arthritis
or ankylosing spondylitis) were exclusion criteria. Retired workers and those in leave
of absence since less than 60 days at follow-up were included. Subjects had to be free
of past acute injuries and musculoskeletal symptoms at baseline at the specific body
region concerned by the analyses of shoulder-neck, lower back and upper limbs.
Musculoskeletal symptoms at baseline were defined by the reported symptoms in the
73
73previous six months with related functional limitations in daily life activities.
Subjects with missing data on anyone of these eligibility criteria were excluded.
The study population comprised a total of 1,342, 1,294 and 1,466 subjects for the
analyses of incidence proportions of musculoskeletal symptoms for shoulder-neck,
lower back and upper limbs, respectively. Close to 59% of subjects were women and,
the overall mean age was 43.8 (SD 7.0) years (Table 2). Men and women had a mean
of 12.3 (SD 8.4) years and 11.8 (SD 8.4) years of seniority in the organization,
respectively. The mean duration of VDU work per day was 4.9 (SD 2.1) hours for
men and 5.2 (SD 1.9) hours for women.
Outcome
The outcome under study was self-reported musculoskeletal symptoms at follow-up
in one of the three body regions: 1) shoulder-neck, 2) lower back, and 3) upper limbs.
Upper limbs included forearms, wrists and hands. A modified version of the Nordic
questionnaire was used to measure musculoskeletal symptoms [33]. Incident cases
were defined by musculoskeletal pain, ache or discomfort in the last six months
(answered by yes or no) with related functional limitations at work, at home or in
leisure activities. Functional limitations were documented by the following question:
“Did you have to decrease your activities secondary to your musculoskeletal
symptoms?” and were measured by a yes or a no answer for each three categories of
activities. Preshaded manikins were used to help subjects identify the correct body
region [162]. Subjects with missing data on one of these outcome definitions were
excluded for the analyses pertaining to this outcome.
Effort-Rewards Imbalance
Efforts at work were measured by four items (Chronbach’s α = 0.65). Two of these
items were drawn from the original effort scale proposed by Siegrist [15]: “I am often
pressured to work overtime” and “Over the past few years, my job has become more
74
74and more demanding”. The two other items were very similar to the recommended
formulation “I have enough time to get the job done (reversed coding)” and “My
tasks are often interrupted before they can be completed”. The score for this scale
varies from 4 to 16; higher scores reflected higher perceived efforts.
Rewards were measured by the French version of the 11-item scale recommended by
Siegrist [15] and validated by Niedhammer et al., 2000 [97]. This scale contains three
subscales: esteem (five items), job promotion and salary (four items), and job security
(two items). Lower scores reflected lower perceived rewards.
For the effort and the reward scales, answers were based on a 4-point Likert scale
instead of the recommended 5-point Likert scale in an attempt to unify and to
simplify the questionnaire administration. The score ranged from 4 to 16 for the effort
scale and from 11 to 44 for the reward scale. Missing data on only one item for the
effort scale and two or fewer items for the reward scale were imputed based on the
average score for that particular scale. Data were imputed for effort and reward scales
to 0.48% and 1.9% of the current study participants, respectively.
As proposed by Siegrist [15], a ratio was computed by dividing the sum of the effort
scale by the sum of the reward scale. A correction factor was used to adjust for the
unequal number of items between each scale. This ratio allowed the identification of
subjects with an E-R imbalance. Subjects with a ratio over one were considered in the
high risk group, the E-R imbalance group. On the opposite, subjects with a ratio of
one or less were considered in the low risk group, the E-R balance group.
Postural risk factors
A minimum of four hours/day of VDU work was necessary for assessment of
postural risk factors in order to obtain a minimal exposure time to VDU work [9,
165]. Subjects exposed to less than four hours/day were classified in the low postural
risk factors group. Among subjects working on a VDU for four hours/day and more,
75
75seven postural risk factors related to the VDU workstation were measured with the
self-administered questionnaire. Pictograms accompanied written items in order to
improve the psychometric properties of the measures [141, 166]. These postural risk
factors were defined by a static seated posture (yes or no), possibility to take regular
breaks (yes or no), monitor height (measured in reference to the line of vision and
according to the use of bifocal glasses or not), neck rotation caused by lateral position
of the screen, keyboard height (measured in reference to elbow height), and the
presence of armrests when using keyboard (yes, no) or mouse (yes, no). The presence
of a risk factor, based on Health Canada ergonomic guidelines [167], was given one
point except for the absence of armrests while using keyboard and mouse which were
given 0.5 point each. Subjects with missing data on only one item on these measures
of postural risk factors were kept for the analyses (2.5% of the study population);
subject with more than one missing data were excluded. For each subject, a sum of
reported postural risk factors was computed. A cut-off point was fixed at 2.5, which
represents the median value in our study population and is comparable to what was
used in previous studies [35, 49]. Subjects with a sum of less than 2.5 were classified
in the low postural risk factors group along with subjects working less than four
hours/day on a VDU. Subjects with a sum of 2.5 and more of reported postural risk
factors were classified in the high postural risk factors group.
Covariables
Overcommitment, which is hypothesized to act as an effect modifier of the
association between E-R imbalance and health outcomes, was measured with the
short version (six items) of the recommended scale [15]. The French version of these
six items has been validated [97]. This scale comprises the inability to withdraw from
work obligations (five items), and impatience and irritability (one item). Answers
were measured on a 4-point Likert style scale and the score ranged from 6 to 24.
Missing data on only one item in this measure was imputed by the average score for
the scale. Higher scores indicated higher level of overcommitment. Subjects who
scored in the upper tertile of the distribution in the current study population were
76
76considered at high risk. Social support at work was measured with the 11-item scale
proposed by Karasek [143] (score ranged from 11 to 44). Low social support status
was determined by the median of an external reference population [144] and was
defined by a score lower or equal to 34.
Demographic and individual variables were collected at baseline and follow-up.
Information on age, marital status, formal education (highest level completed),
number of children, smoking status (smoking was defined by one or more cigarette
per day), job category, seniority in the organization, sedentary behaviour (engaged in
physical activity less than once per week during the previous six months), stressful
life events during the prior 12 months, and menopausal status was collected. Body
mass index was computed from direct measurements of subject’s height and weight
taken at baseline and follow-up (<27, ≥27 kg/m²). Self-assessed health was measured
with the question “Compared with others of the same age, would you say that your
own health is in general: excellent, very good, good, fair, poor?”. Psychological
distress was measured with the validated French version of the 14-item Psychiatric
Symptom Index [149]. Patients with scores ≥26.19, which represents the highest
quintile observed in the general population [144], were considered cases of
psychological distress.
Finally, a variable named “musculoskeletal symptoms to other body regions” was
constructed to account for the presence of baseline musculoskeletal symptoms to a
different body region than the one that was analyzed. For example, in the analysis of
shoulder-neck region, subjects with baseline musculoskeletal symptoms in the lower
back and/or the upper limbs were classified has having “musculoskeletal symptoms
to other body regions”. Musculoskeletal symptoms were defined by the presence of
self-reported symptoms in the last six months accompanied by related functional
limitations.
77
77Statistical analyses
As recommended for studying interaction between two risk factors [153], four
exposure groups were created: high postural and E-R imbalance, high postural and E-
R balance, low postural and E-R imbalance and finally, low postural and E-R
balance. Subjects in the low postural and E-R balance were the reference group.
Unconditional logistic regression was used to estimate crude and adjusted odds ratios
with 95% confidence intervals for each exposure group. Effect modification of
overcommitment was tested by using stratification and Breslow Day tests [155]. Age
was forced in the adjusted models either as a continuous variable or in categories
(<35, 34 to 44, >44) according to the fit of logistic regression [150].
To create the first adjusted model, (model 1), we started by entering exposure groups
and age. Then we adjusted for covariables that brought about a change of 10% or
more in at least one of the exposure odds ratios, using a forward step strategy. When
the model needed adjustment for a variable measured both at baseline and at follow-
up, the model’s tolerance and variance inflation factors were analyzed to assure that
mutual dependency was not introduced [151]. If this was the case, only the variable
bringing about the greatest change in exposure odds ratios was kept in the model.
The second adjusted model, (model 2), was created by the addition, to model 1, of
musculoskeletal symptoms to other body regions at baseline. Since musculoskeletal
symptoms to other body regions can either act as a confounder or as an intermediate
factor [124], model 2 enabled us to assess its effect in our study population. In the
case of an intermediate action (detected by a systematic decrease of exposure odds
ratios), model 1 was to be used to estimate the attributable proportions due to
interaction.
All analyses were performed separately for men and for women. Each body region
was considered separately. Deviance statistics and influence diagnostics were
78
78examined to achieve adequate Goodness of fit [150]. Analyses were performed with
SAS 9.1 package [159].
Assessment of interaction
The attributable proportion due to interaction (AP) refers to the proportion of
musculoskeletal symptoms cases solely due to the interaction process among subjects
exposed to both risk factors [153]. The AP is, among the other interaction measures,
the most robust one when odds ratio are used to approximate risk proportions [158].
The AP and its 95% confidence interval (95% CI) [154] were computed directly from
the odds ratios obtained by logistic regression [153]. The AP was calculated with the
following formula: [(OR11 – OR01 – OR10 + 1)/ OR11] where OR11 represents the odds
ratio for the high postural and high job strain, OR01 represents the low postural and
high job strain and OR10 represents the high postural and low job strain groups. Null
or negative values of the AP were interpreted as absence of interaction [157, p.341].
79
79Results
The incidence proportion of musculoskeletal symptoms in the last six months with
associated functional limitations was, for men, 7.0% for shoulder-neck, 10.0% for
lower back and 5.6% for upper limbs. For women, these incidence proportions were
11.1%, 10.6% and 7.6% respectively for shoulder-neck, lower back and upper limbs.
Crude and adjusted odds ratios and the AP due to interaction are presented in Tables
5 and 6. Overcommitment did not modify E-R imbalance effect in the interaction
analyses. Adjustment for confounding factors generally reduced slightly the crude
associations (model 1). Further adjustment for musculoskeletal symptoms in the other
body regions (model 2) resulted overall in a slight increase of the associations thus
indicating no intermediate effect for the latter risk factor. With only one exception
(i.e. the high postural and E-R balance group for the shoulder-neck analysis in men)
the highest odds ratios were found in the high postural and E-R imbalance groups.
For men (Table 5), no significant crude or adjusted effects were observed with
musculoskeletal symptoms in the shoulder-neck, the lower back, or the upper limbs
regions.
For women (Table 6), the crude effect in high postural and E-R imbalance group was
significant with musculoskeletal symptoms in all three body regions. These effects
remained significant in the adjusted model 2. Generally, the other exposure groups
were not significantly associated with musculoskeletal symptoms with the exception
of the high postural and E-R balance in the lower back region.
The AP due to interaction, computed from model 2, varied between -0.31 and 0.64.
For women, two significant AP were observed in the shoulder-neck and the upper
limbs regions. For men, two body regions had a potential although not significant
80
80interaction with the highest AP found in the lower back region. Finally, absence of
interaction was observed for men in the shoulder-neck region.
81
81Discussion
Main results
Our study investigated interaction between postural risk factors and E-R imbalance
on the 6-month incidence proportion of musculoskeletal symptoms in the shoulder-
neck, lower back and upper limbs regions. Significant interaction between postural
risk factors and E-R imbalance was found for women on the incidence of
musculoskeletal symptoms in the shoulder-neck and the upper limbs regions. For
men, two body regions had an indication of interaction although not significant.
Overcommitment did not modify the association between E-R imbalance exposure
and musculoskeletal symptoms in the interaction analyses.
Comparison with former research
To our knowledge, only seven studies have investigated interaction between work
physical and psychosocial risk factors [20-25, 60]. Among these studies, four have
computed the AP [20, 21, 24, 25]. It was possible for us to compute the AP from two
other articles [22, 23]. The remaining article [60] did not use any of the recommended
interaction measures [137] and it was not possible to compute the AP from their data.
Cautious comparisons with these studies are needed due to marked differences in
exposure assessment, population and design. These studies were mainly cross-
sectional [20-22, 25], only one had a study population specific to VDU work [24],
and no one had a comparable definition of postural risk factors related to VDU work.
The majority of these studies combined men and women in their analyses [20-22, 24]
and only one did compute confidence intervals for the AP [21]. Varied AP values
were reported by these studies, ranging from 0.06 to 0.70, and no systematic patterns
seemed to emerge. Overall, for these studies, nine positive AP values were observed
against one null value. This is concordant with our results since we obtained a
82
82majority of positive AP. These results let us suspect that an interaction is present
between postural and E-R imbalance at work even if more research will be necessary
to confirm the conclusion.
Few studies have used a definition of musculoskeletal symptoms that includes both
pain and functional limitations despite its relevant informative value [117]. One study
measured the 6-month prevalence of lower back symptoms with related functional
limitations [148] and observed a 12.3% value. Two studies have measured a 12-
month incidence proportion of musculoskeletal symptoms with related functional
limitations. They observed proportion values of 11.6% for the lower back region
[114] and 11% for the neck region [39]. These results are similar to the incidence
proportions found in the current study.
In our study, men seemed to be more at risk of developing lower back symptoms than
shoulder-neck or upper limbs symptoms. This was also observed in a prevalence
study conducted in the Quebec working population [108]. Furthermore, we observed
that musculoskeletal symptoms to the upper limbs were always the less frequent for
both men and women. This was also observed previously [5, 126].
The proportions of subjects exposed to an E-R ratio over one in our study (25.8% for
men and 27.6% for women) was similar to the proportions of exposed subjects in a
study by Peter et al., 1998 [102] in administrative personnel. Among the two other
studies that used a similar population, comparisons of proportion of exposure are
difficult to make because the most adverse tertile [81, 175] was used instead of the E-
R imbalance ratio.
Even if an effect modification of overcommitment on the association between E-R
imbalance and health outcomes was proposed by Siegrist [15], it has been rarely
investigated in the literature [100]. The absence of effect modification by
overcommitment observed in our study population is concordant with the results
observed in two studies on employee’s well-being [101, 176]. On the other hand, our
83
83results are in contradiction with findings of a previous cross-sectional worker
population study [175]. Nevertheless, this study used a proxy measure of
overcommitment and the analyses were exploratory. The individual effect of
overcommitment seemed to be positively associated with health outcomes [14, 16,
101] but this analysis was not conducted in the current study.
In our study, musculoskeletal symptoms to other body regions did not act as an
intermediate factor by introducing overadjustment and decreasing the associations.
Even if this phenomenon was observed in a previous prospective study [23], this
variable did actually act as a confounder in our study population. Model 2 is then
representing the best adjustment possible in our study.
Methodological considerations
Our study had several methodological strengths. The baseline and follow-up
participation proportions were excellent, and we have considered multiple possible
confounders in model adjustments. We have assessed three body regions in order to
encompass the global phenomenon of musculoskeletal symptoms [126, 168]. We
have conducted separate analyses for men and women, since the associations of risk
factors to musculoskeletal symptoms have shown great differences by gender in the
literature [27, 44, 62, 73, 75, 105-108].
Another strength of the current study was our outcome definition. Defining
musculoskeletal symptoms by their presence in the last six months accompanied by
related functional limitations captured symptoms causing an important impact on
worker’s quality of life. Moreover, it has also resulted in reducing the incidence
proportion of musculoskeletal symptoms close to or lower than 10%, thus allowing
the use of odds ratios obtained from logistic regression as valid estimates of risk
ratios. Finally, it is important to notice that the 6-month recall period is less
commonly used than the 12-month recall period. However, in the current absence of
consensus for the best time frame for measuring musculoskeletal symptoms, we
84
84postulate that a 6-month recall period is comparable if not superior to the 12-month
recall period since a shorter recall period reduces recall bias [29].
Nonetheless, our study has several limitations. First, the precision of estimates was
low for some associations as shown by large confidence intervals (Table 5 and 6).
The actual final sample size of this study was influenced by our choice of exclusion
criteria. To achieve a better internal validity, numerous exclusion criteria were
applied to the study base. Only a few studies [38, 48, 169] have excluded subjects
with a history of past acute injury at specific body region or subjects with
musculoskeletal inflammatory disease (rheumatoid arthritis or ankylosis spondylitis).
Our attempts to reintegrate subjects with these particular characteristics resulted in
lower associations (data not shown). In fact, in our study, subjects with previous
injury or medical conditions related to musculoskeletal structures had an increased
proportion of musculoskeletal symptoms for the unexposed groups. These latter
analyses support our methodological choice to exclude those subjects.
As in most occupational health studies, the strength of the associations observed
could have been underestimated by the presence of a healthy worker effect. In our
analyses, even if initial and follow-up participation proportions were high, we have
observed some significant differences between the study participants and eligible
workers who have not participated or were lost to follow-up (data not shown).
Among subjects who refused to participate initially, there was a significant larger
proportion of office workers. Also, among subjects who were lost to follow-up, age
was higher, education was lower, the duration of VDU work was longer for women
and psychological distress was more frequent among men, compared to those who
completed follow-up. Since these characteristics were generally associated with
greater risk of developing musculoskeletal symptoms in this study, it is possible that
the loss of these subjects contributed to underestimate the strength of the associations
studied, although we can not ascertain this fact.
85
85A healthy worker effect could also have occurred in our study secondary to the
exclusion of subjects with musculoskeletal symptoms at baseline, thus leaving a
healthier study population [170]. However, the exclusion of these symptomatic
subjects seemed to reduce confounding. In fact, some studies observed that baseline
musculoskeletal symptoms were strong predictors of future musculoskeletal
symptoms regardless of the work exposure level [62, 77, 105, 106]. Also, a review
[141] reported that subjects with musculoskeletal symptoms are rating their exposure
differently than asymptotic subjects. Therefore, even if the exclusion of subjects with
musculoskeletal symptoms at baseline can have underestimated the strength of our
associations, we believe that it was a sound methodological choice. Moreover,
subjects with musculoskeletal symptoms at baseline were excluded in many other
prospective studies [23, 36, 52, 84, 109, 110].
Finally, a healthy worker effect can also occur if highly exposed subjects at baseline
decreased their exposure to postural risk factors or to E-R imbalance during the
follow-up period. We have tested this hypothesis by comparing the number of
subjects who have decreased versus increased their exposure level between baseline
and follow-up with a McNemar test (data not shown). The McNemar statistic (for
paired data) tested the null hypothesis that there is no differential change of exposure
level in our study population between baseline and follow-up. We have observed that
although keyboard height was more appropriate and head rotation was less frequent at
follow-up, the reported duration of VDU work was higher and the possibility to take
regular breaks was lower. No change between baseline and follow-up were observed
for the other postural risk factors and for E-R imbalance. Overall, exposure level to
postural risk factors and E-R imbalance have stayed stable over time in our study
population. We thus conclude that this last aspect of a healthy worker effect is not a
major concern in our study.
The potential bias introduced by self-reported data on postural risk factors at work is
another limitation of our study. Generally, self-reported data have the tendency to
overestimate the duration of VDU work [166, 171] although not always [141]. On the
86
86other hand, a previous study has found that subjects correctly identify the absence of
postural risk factors but incorrectly identify their presence [166]. This last
observation would possibly translate into a non-differential underestimation of the
presence of postural risk factors. It is unfortunately not possible for us to appreciate
the definite effect of such a bias on our results.
Few standardized scales are available to assess postural risk factors specific to VDU
work. We have selected the seven most important postural risk factors according to
the available evidence in the scientific literature on VDU work [35, 49]. According to
a review by Stock et al. (2005) on the reproducibility and validity of workers’ self-
reports of physical work demands, the questions that we have used to measure
duration of VDU work and the keyboard height had good psychometric properties
[141]. Nonetheless, it would be important that future studies develop a standardized
instrument with adequate psychometric properties.
Another potential limit of this study is related to the outcome measure.
Musculoskeletal symptoms were measured after a 3-year follow-up but were
measured for the last six months. This definition has left a gap period during which
study subjects could have suffered from musculoskeletal symptoms and recovered
without being identified in our analyses. This is particularly problematic with
musculoskeletal symptoms since their transient nature is well known. However, we
suppose that the more serious and recurrent symptoms were captured with the 6-
month incidence proportion. Despite all, more regular assessments of the outcome
should be preferred in future research design.
Concerning the E-R scales, the fact that a proxy measure of the effort scale was used
for two items can be considered a limit of the current study. However, the Chronbach
α of this scale was high and the formulations of the items were very similar to the
original ones. Most of all, even if standardized and valid measures are to be preferred,
the E-R imbalance model seemed to be robust to proxy measures [100]. Finally, the
use of a 4-point Likert type answer scales instead of the recommended 5-point Likert
87
87scale, could have had an impact on subjects’ exposure classification. However, since
both the 4-point and the 5-point answer scales were available at the follow-up
measure, it was possible for us to compare subject classification between these two
scoring scale in our study population. Adequate correlation coefficient were obtained
between the 4-point to the 5-point answer scales for the effort scale (r = 0.78) and the
reward scale (r = 0.80). However, the E-R imbalance ratio was poorly correlated (r =
0.24) when we compared the 4-point to the 5-point answer scales. The 4-point
version classified 30.8% of study participants with an E-R imbalance and the 5-point
version classified 2.9%. If the exposure proportion is more valid with the 5-point
Likert type scale, it is then possible that an overestimation of our estimate took place
in our study. Nevertheless, a 2.9% exposure proportion to E-R imbalance seems low
and its validity to identify imbalance in our study is also questionable as no other
studies with similar population did report such low exposure proportion.
88
88Concluding remarks
The interaction between postural risk factors and job strain must be considered since
workers are often exposed simultaneously to these two risk factors in their work
environment. This simultaneous presence seems to increase the pathogenic effect of
each individual risk factor on musculoskeletal symptoms development. Since it is
often utopic to aim at eliminating every risk factor at work, this interaction effect is
thus of primary importance for work intervention practices. In fact, it means that
succeeding to reduce anyone of these two risk factors will likely have the additional
benefit of reducing the interaction effect part of the incidence proportion of
musculoskeletal symptoms. Finally, in the light of the actual high prevalence of
musculoskeletal symptoms among workers, even small reductions of the pathogenic
effect of risk factors would likely create a considerable positive impact on public
health.
Acknowledgements
The authors thank the study subjects and the work organizations that participated to
this study funded by the U.S. National Institute for Occupational Safety and Health
(NIOSH), Grant number OH07647.
J Lapointe was supported by scholarships from the Quebec Institute for Occupational
Safety and Health (Institut de recherche Robert-Sauvé en santé et en sécurité du
travail – IRSST) and the Interdisciplinary Research Group on Work Organization and
Health (Groupe interdisciplinaire de recherche sur l’organisation et la santé au travail
- GIROST). CE Dionne is a Quebec Health Research Fund (FRSQ) Scholar.
89
89
* A †
Table 5. Effect of postural risk factors and E-R imbalance on the 6-month incidence proportion of musculoskeletal symptoms among white-collar men - Odds ratio (95% CI)
Number Cases Crude Model 1 Model 2**** P††††
Shoulder-neck: Low postural / E-R‡‡‡‡‡
balance (reference)§§§§§
258 13 1.00 (reference) 1.00 1.00 (reference)
Low postural / E-R imbalance 75 5 1.35 (0.46-3.91) 1.31 (0.45-3.83) 1.21 (0.41-3.58)
e -0.31(-1 3-1.21)
Lower back:
e
e 0.60 (-0 1-1.51)
Upper limbs:
e
e 0.41(-0. 9-1.81)
High postural / E-R balance 129 12 1.93 (0.86-4.37) 2.14 (0.94-4.87) 2.21 (0.96-5.11)
High postural / E-R imbalanc 63 7 2.36 (0.90-6.17) 2.32 (0.88-6.12) 1.85 (0.65-5.23) .8
Low postural / E-R balance 251 26 1.00 (reference) 1.00 (reference)║ 1.00 (reference)
Low postural / E-R imbalanc 71 4 0.52 (0.17-1.53) 0.44 (0.15-1.34) 0.36 (0.10-1.26)
High postural / E-R balance 128 13 0.98 (0.48-1.98) 0.99 (0.48-2.06) 1.06 (0.50-2.24)
High postural / E-R imbalanc 57 8 1.41 (0.60-3.31) 1.02 (0.40-2.58) 1.04 (0.40-2.67) .3
Low postural / E-R balance 276 17 1.00 (reference) 1.00 (reference)¶ 1.00 (reference)
Low postural / E-R imbalanc 90 5 0.90 (0.32-2.50) 0.89 (0.32-2.49) 0.74 (0.24-2.31)
High postural / E-R balance 138 6 0.69 (0.27-1.80) 0.70 (0.27-1.83) 0.78 (0.29-2.07)
High postural / E-R imbalanc 69 4 0.94 (0.31-2.88) 0.94 (0.31-2.88) 0.88 (0.28-2.78) 9
.
.
***** Corresponds to model 1 plus adjustment for musculoskeletal symptoms at baseline2. ††††† Attributable proportion computed from odds ratios of model
d. ‡‡‡‡‡ Effort-rewar§§§§§ Adjusted for age║ Adjusted for age, health perception at follow-up and stressful life events at baseline. ¶ Adjusted for age.
90
90
M ** A ††
Table 6. Effect of postural risk factors and E-R imbalance on the 6-month incidence proportion of musculoskeletal symptoms among white-collar women - Odds ratio (95% CI)
Number Cases Crude Model 1 odel 2**** P††††
Shoulder-neck: Low postural / E-R‡‡‡‡‡‡
balance (reference)§§§§§§
339 35 1.00 (reference) 1.00 1.00 (reference)
Low postural / E-R imbalance 136 14 1.00 (0.52-1.92) 0.86 (0.44-1.69) 0.82 (0.40-1.68)
e 0.64 (0. 1-1.07)
Lower back:
ce
e 0.25(-0. 7-0.87)
Upper limbs:
e
e 0.57 (0. 8-1.06)
High postural / E-R balance 186 18 0.93 (0.51-1.69) 0.91 (0.50-1.66) 0.93 (0.50-1.74)
High postural / E-R imbalanc 68 14 2.25 (1.14-4.46) 1.93 (0.95-3.90) 2.10 (1.01-4.36) 2
Low postural / E-R balance 323 22 1.00 (reference) 1.00 (reference)║ 1.00 (reference)
Low postural / E-R imbalan 125 12 1.45 (0.70-3.03) 1.45 (0.67-3.15) 1.39 (0.60-3.23)
High postural / E-R balance 190 26 2.17 (1.19-3.95) 2.21 (1.19-4.11) 2.38 (1.25-4.52)
High postural / E-R imbalanc 68 14 3.55 (1.71-7.36) 3.24 (1.50-6.98) 3.68 (1.67-8.07) 3
Low postural / E-R balance 365 24 1.00 (reference) 1.00 (reference)¶ 1.00 (reference)
Low postural / E-R imbalanc 129 12 1.46 (0.71-3.01) 1.31 (0.61-2.82) 1.12 (0.51-2.49)
High postural / E-R balance 199 13 0.99 (0.49-2.00) 0.97 (0.47-2.01) 0.99 (0.48-2.07)
High postural / E-R imbalanc 73 11 2.52 (1.18-5.41) 2.49 (1.11-5.57) 2.57 (1.14-5.80) 0
e.
up.
****** Corresponds to model 1 plus adjustment for musculoskeletal symptoms at baselin 2. †††††† Attributable proportion computed from odds ratios of model
rd. ‡‡‡‡‡‡ Effort-rewa§§§§§§ Adjusted for age and psychological distress at follow-║ Adjusted for age and baseline stressful life events. ¶ Adjusted for age, psychological distress, overcommitment and health perception at baseline.
Chapitre V-Discussion générale
5.1 Bref résumé de l'étude
Cette étude prospective menée auprès d’une cohorte de cols blancs suivis pendant
trois ans a tenté d’évaluer la présence d’interaction entre les facteurs de risque
posturaux et psychosociaux sur la survenue des TMS au cou et aux épaules, au bas du
dos, et aux membres supérieurs.
Pour ce qui est des analyses d’interaction entre les facteurs de risque posturaux et
psychosociaux selon le modèle de la tension au travail de Karasek sur la survenue des
TMS au cours des six derniers mois, une interaction significative a été observée au
bas du dos chez les hommes. Des indications d’interaction ont été observées chez les
femmes pour chacun des trois sites anatomiques.
Pour ce qui est des analyses d’interaction entre les facteurs de risque posturaux et
psychosociaux selon le modèle du déséquilibre efforts-reconnaissance de Siegrist sur
la survenue des TMS au cours des six derniers mois, deux interactions significatives
ont été observées chez les femmes au cou et aux épaules et aux membres supérieurs.
Des indications d’interaction ont été observées chez les hommes au bas du dos et aux
membres supérieurs et chez les femmes, au bas du dos.
Par contre, pour ce qui est des analyses d’interaction entre les facteurs de risque
posturaux et psychosociaux sur la survenue des TMS au cours des sept derniers jours,
nos résultats ne nous permettent pas de nous prononcer sur la présence d’effet
d’interaction entre les facteurs de risque posturaux et psychosociaux sur la survenue
des TMS (Annexe E).
92
925.2 Comparaison avec la littérature
Fraction étiologique due à l’interaction (FEi)
Tel que constaté dans notre revue de littérature, peu d’études ont analysé l’interaction
entre les facteurs de risque posturaux et psychosociaux au travail, et encore moins
auprès des travailleurs utilisant un poste informatique. Fait important à réitérer, à
notre connaissance, aucune étude n’a analysé l’effet d’interaction avec le modèle du
déséquilibre efforts-reconnaissance de Siegrist. Quelques études ont observé que la
présence simultanée des deux facteurs de risque entraînait une élévation du risque de
développer des TMS [22, 23, 60]. Notre étude appuie ce constat puisque, dans la
majorité des analyses effectuées, les rapports de cotes des catégories de participants
exposés aux deux facteurs de risque étaient plus élevés que ceux des catégories ayant
seulement l’une ou l’autre des expositions.
Cependant, tel qu’exposé dans les textes de référence au sujet des effets d’interaction
[137, 139, 153, 157], il n’est pas suffisant de faire le constat ci-haut pour affirmer
qu’il y a bel et bien présence d’interaction selon un modèle additif. La présence
d’interaction dans le modèle additif doit être évaluée à l’aide de formules permettant
de juger si la combinaison des deux facteurs de risque engendre un risque
supplémentaire à la somme des effets individuels de chacun d’eux.
Quelques indices existent pour mesurer cet effet d’interaction mais afin d’évaluer
l’impact de l’interaction sur la survenue de nouveaux cas, nous avons utilisé la FEi et
son intervalle de confiance à 95%. La FEi serait de plus l’indice d'interaction le plus
fiable lors de l’utilisation de rapports de cote [158]. La FEi a aussi été utilisée par
quatre [20, 21, 24, 25] des sept études sur l’interaction entre les facteurs de risque
physiques et psychosociaux au travail que nous avons répertoriées. Il nous a été
possible de calculer la FEi à partir des résultats donnés dans deux de ces sept articles
[22, 23].
93
93Il est cependant difficile de comparer les FEi que nous avons observées dans notre
étude avec celles disponibles dans la littérature puisque des différences majeures
existent au niveau des devis, des populations et des expositions analysées. En fait, ces
études étaient en majorité transversales [20-22, 25] et ont, pour la plupart, analysé un
groupe mixte d’hommes et de femmes [20-22, 24]. Une seule avait une population de
travailleurs utilisant un poste informatique [24] et aucune n’a effectué une mesure de
l’exposition aux facteurs de risque posturaux comparable à la nôtre. Les fractions
étiologiques d’interaction observées ou calculées d’après ces études varient entre 0,06
et 0,75 (Tableau 7). Même s’il ne semble pas y avoir un patron systématique dans ces
résultats, on peut noter que la majorité des FEi sont positives. Cette majorité de
résultats positifs, indiquant la présence d’interaction entre les facteurs de risque
physiques et psychosociaux, est concordante avec nos résultats et supporte notre
hypothèse d’étude.
Parmi les études mentionnées ci-haut, une seule a aussi effectué le calcul des IC à
95% associés à la FEi (Devereux et coll., 2002). À l’instar de la majorité de nos
intervalles de confiance, ceux de cette étude incluaient tous la valeur nulle.
L’utilisation des indices d’interaction telle que la FEi requiert une grande puissance
statistique qui est souvent difficile à obtenir avec des études d’observation puisqu’il
est ardu d’avoir assez de sujets dans chacune des catégories d’exposition [153, 157].
Rothman et Greenland, 1998, p.338: […], tests for non-additivity (as well as tests for other statistical interactions) have very little power at typical study sizes, and the corresponding estimates of departure from additivity have little precision.
Rothman, 1986, p. 323: […] there is often an important practical problem in the estimation of interaction, namely, getting adequate numbers of subjects in the necessary categories.
Il est finalement important de mentionner que, même si les FEi sont non
significatives dû à un manque de puissance, il y a quand même une indication de la
présence d’un effet d’interaction selon le modèle additif pour les TMS au cours des
six derniers mois.
94
94Tableau 7. Fractions étiologiques dues à l’interaction (FEi) rapportées dans la
littérature
Population de travailleurs
Sites anatomiques Hommes Femmes Hommes et
femmes
Cou 0,27 [23] 0,06 [23] 0,75 [24]
0,12 [21]
Cou et épaules 0,67 [25]
Bas du dos 0,70 [20] 0,68 [20]
0,38 [22]
Membres supérieurs
0,19 [21]
0,48 [22]
95
95Exposition aux facteurs de risque
La distribution des facteurs de risque posturaux et psychosociaux de nos participants
se compare avec les proportions d’exposition des participants des études menées
auprès de travailleurs utilisant un poste informatique. Pour ce qui est de l’exposition
aux facteurs de risque posturaux, Demure et coll., 2000 [35] et Ortiz-Heranandez et
coll., 2003 [49] ont observé que respectivement 45,4% et 55,0% de leur participants
étaient exposés à trois facteurs de risque et plus. Ceci est comparable au niveau
d’exposition de nos participants, puisque 44,6% étaient exposés à 2,5 facteurs de
risque et plus. De plus, notre niveau d’exposition aux facteurs de risque posturaux se
compare assez bien aux observations faites dans l’étude de Heinrich et coll., 2004
[166], qui ont observé que 32% des participants avaient au moins quatre facteurs de
risque posturaux.
Pour ce qui est du niveau d’exposition à la tension au travail du modèle de Karasek
chez les employés travaillant à un poste informatique, Whalström et coll. (2004) ont
observé une proportion de 14,8% et de 26,0% d’hommes et de femmes exposés à une
forte tension au travail, respectivement. Ceci est similaire aux niveaux d’exposition
que nous avons observés puisque 15,5% d’hommes et 23,6% de femmes étaient
soumis à une forte tension au travail dans notre étude.
Pour ce qui est du niveau d’exposition au déséquilibre du modèle efforts-
reconnaissance de Siegrist, une étude conduite auprès d’une large cohorte de cols
blancs [81] a observé une exposition au déséquilibre efforts-reconnaissance de 41,2%
chez les hommes et de 48,1% chez les femmes. Une autre étude réalisée auprès de la
population générale de travailleurs néerlandais [175] a observé une proportion
d’exposition au déséquilibre de 9,9% en combinant les hommes et les femmes. Notre
étude semble se situer à mi-chemin entre ces observations avec une exposition au
déséquilibre efforts-resonnaissance de 25,8% chez les hommes et de 27,6% chez les
femmes. La variation entre ces niveaux d’exposition est possiblement due au fait que
différentes échelles de mesures et de catégorisation ont été utilisées. Les études ci-
96
96haut mentionnées ont utilisé des échelles approximatives pour évaluer les construits
du modèle du déséquilibre efforts-reconnaissance de Siegrist et leur catégorisation a
été effectuée selon le tertile de leur distribution. Mis à part deux questions légèrement
modifiées, nous avons utilisé les échelles originales proposées par l’auteur du modèle
du déséquilibre efforts-reconnaissance et notre catégorisation a été effectuée selon le
ratio efforts/reconnaissance (Annexe C).
Proportion des TMS
Pour ce qui est de la définition des TMS dans les six derniers mois avec au moins un
déficit fonctionnel associé, les proportions que nous avons observées chez nos
participants (Tableau 8, A : Symptômes dans les six derniers mois…) sont semblables
à celles rapportées dans les autres études ayant utilisé une définition similaire.
Premièrement, Cassidy et coll. (1998) [148] ont observé une prévalence de 12,3% de
TMS au bas du dos dans les six derniers mois. Ensuite, en ce qui a trait aux TMS
associés à des déficits fonctionnels dans la dernière année, Jansen et coll. (2004) ont
observé une proportion d’incidence de TMS au bas du dos de 11,6% [114] et Palmer
et coll. (2001) ont observé une proportion d’incidence de TMS au cou de 11% [39].
Peu d’études ont adopté notre définition de TMS de 3 jours ou plus dans les 7
derniers jours avec une intensité de 5/10 et plus. De façon logique, les prévalences
rapportées dans la littérature pour les TMS au cours des sept derniers jours, sans
critère de durée ou d’intensité pour la douleur, sont plus élevées que les proportions
d’incidence observées dans notre étude pour les sites du cou et des épaules [21], du
bas du dos [20], des membres supérieurs [21] ou pour tous sites confondus [65]. Dans
une étude d’intervention, Brisson et coll., 1999 [133] ont par contre utilisé une
définition identique à la nôtre pour les TMS à sept jours. Ils ont obtenu des
prévalences de 12,8%, 8,7% et de 3,0% pour les TMS au cou et aux épaules, au bas
du dos et aux mains et aux poignets, respectivement. Ces résultats sont très
semblables aux nôtres, (Tableau 8, B : Symptômes dans les sept derniers jours…)
97
97malgré le fait que l’échantillon de l’étude de Brisson et coll., 1999 était constitué à
80% de femmes.
Nous avons observé que pour les hommes de notre étude, la proportion d’incidence
des TMS au bas du dos était toujours plus élevée que pour les autres sites
anatomiques, ce phénomène a aussi été observé dans d’autres études [14, 87, 108,
126]. D’autre part, la proportion d’incidence des TMS aux membres supérieurs a
toujours été plus faible comparée à celle des autres sites et ce, tant chez les femmes
que chez les hommes. Cette dernière observation a aussi été rapportée dans la
littérature [5, 126].
Effet modifiant du soutien social
Dans notre étude, le soutien social n’a pas eu un effet modifiant sur l’effet des
facteurs de risque psychosociaux du modèle de la tension au travail de Karasek sur la
proportion d’incidence des TMS. Ce résultat est en contradiction avec les résultats
observés dans deux études transversales [38, 49] auprès des travailleurs utilisant un
poste informatique. Toutefois, une absence d’effet modifiant du soutien social a été
observée dans un article de revue systématique des interventions en milieu de travail
[177]. Il est possible que notre choix de seuil de catégorisation du faible soutien
social n’ait pas été adéquat. Au Tableau 2, on peut en effet observer qu'il y a une plus
grande proportion de participants classée dans la catégorie du faible soutien social
comparée à la catégorie du soutien social élevé. Pour évaluer si l’absence d’effet
modifiant a été causée par un choix non adéquat de seuil de catégorisation, nous
avons conduit une analyse de sensibilité en utilisant une catégorisation plus
restrictive. Le tertile le plus faible de notre population d’étude a ainsi été choisi
comme seuil de catégorisation. Ceci a abaissé le seuil du faible soutien social de 34 à
32 sur l’échelle de mesure, de façon à ce que 33% de notre population soit classée
dans cette catégorie à risque. Les résultats de ces analyses ont cependant mené à la
même conclusion; il y avait une absence d’effet modifiant du soutien social.
98
98Effet modifiant de l’engagement excessif
L’absence d’effet modifiant de l’engagement excessif sur les relations entre les
facteurs psychosociaux du modèle du déséquilibre efforts-reconnaissance de Siegrist
et la proportion d’incidence des TMS a été observée dans la majorité des analyses.
Une exception est apparue au site du cou et des épaules chez les hommes et les
femmes pour la mesure des TMS au cours des sept derniers jours. Bien qu’aucune
étude utilisant le modèle du déséquilibre efforts-reconnaissance de Siegrist ne soit
méthodologiquement comparable à la nôtre, une étude [175] a cependant observé un
effet modifiant de l’engagement excessif sur l’association entre le déséquilibre
efforts-reconnaissance au travail et le bien-être général des participants. Étant donné
que notre étude est la seule à avoir évalué l’effet modifiant de l’engagement excessif
auprès d’une population d’utilisateurs de poste informatique, il n’est pas possible de
comparer nos résultats adéquatement. Ainsi, d’autres études sur le modèle du
déséquilibre efforts-reconnaissance seront nécessaires afin de mieux comprendre
l’effet modifiant de l’engagement excessif.
Effet de l’âge
À l’instar de quelques études [24, 47, 52, 71, 77] mais en contradiction avec plusieurs
autres [54, 75, 105, 109, 110], l’âge, dans notre étude, n’avait que peu d’associations
avec la survenue des TMS. Ainsi, les rapports de cote associés à l’âge ont varié entre
0,50 à 2,15 mais les intervalles de confiance ont tous inclu la valeur nulle. Il est
possible que l’absence d’association entre l’âge et les TMS que nous avons observée
soit causée par un biais de sélection, notamment celui des travailleurs en bonne santé
(« healthy worker effect » en anglais). Les études prospectives telles que la nôtre sont
moins assujetties à ce biais en comparaison avec les études transversales. Cependant,
même avec des études prospectives, il est possible que ce biais de sélection se soit
créé bien avant le début de l’étude. Dans notre étude, la moyenne d’âge globale était
de 43,8 ans et la séniorité dans l’entreprise était en moyenne de 12,3 ans chez les
hommes et de 11,8 ans chez les femmes, ce qui laisserait amplement de temps aux
participants susceptibles aux TMS d’effectuer ce type de changement d’exposition.
99
99Pour cette raison, des études prospectives effectuées auprès d’employés débutant leur
carrière pourraient mieux nous informer des associations entre l’âge et les TMS.
5.3 Forces de l’étude
Notre étude comprenait plusieurs forces au niveau méthodologique. Parmi ces forces,
notons le devis prospectif, des taux de participation et de suivi élevés, l’utilisation
d’échelles validées pour l’évaluation des aspects psychosociaux, et la mesure d’un
grand nombre de facteurs potentiellement confondants. Ces critères méthodologiques
ont d’ailleurs été fortement appuyés par deux revues systématiques au sujet des TMS
reliés au travail [27, 123]. De plus, l’ensemble des variables de l’étude a été réévalué
à la mesure du suivi ce qui nous a permis d’évaluer si le niveau d’exposition initial
était toujours maintenu au suivi.
L’évaluation des facteurs de risque posturaux et psychosociaux au travail dans notre
étude a été effectuée auprès de chacun des participants plutôt que par l’utilisation
d’un regroupement par catégorie d’emploi. Au niveau méthodologique, l’évaluation
individuelle des facteurs de risque est plus valide qu’une mesure de groupe
puisqu’elle peut mesurer les variations qui sont présentes à l’intérieur d’un même titre
d’emploi [178].
Ensuite, peu de données se sont avérées manquantes. Pour l’ensemble des variables
utilisées dans notre étude, il y a eu au maximum 5,2% de données manquantes. De
plus, l’imputation de données manquantes selon la moyenne des réponses du sujet
effectuée pour les facteurs de risque psychosociaux des modèles de Karasek et de
Siegrist a été appliquée à un faible pourcentage de participants (variant entre 0,24 et
1,9%).
Une autre force de notre étude est le fait d’avoir analysé les hommes et les femmes
séparément et ainsi, de pouvoir décrire les phénomènes distinctifs de l’interaction
pour chacun de ces groupes.
100
100Le choix méthodologique que nous avons fait de définir les cas de TMS au cours des
six derniers mois, accompagnés d’un déficit fonctionnel, est selon nous une autre
force de l’étude. Tel que mentionné dans deux revues [51, 95] et une étude [117], ce
choix a permis de mieux discriminer les types de douleurs entraînant un impact sur la
qualité de vie des participants. De plus, ce choix de mesure plus sévère a fait en sorte
que nos proportions d’incidence des TMS soient de 11% et moins, ce qui nous permet
de croire que nos rapports de cotes, obtenus à partir des modèles de régression
logistique, sont des approximations valides des valeurs des risques relatifs des TMS.
5.4 Faiblesses de l’étude
Validité interne
Biais de sélection : Afin de cerner les biais de sélection possibles, nous avons
d’abord effectué des analyses comparatives entre les sujets de l’étude et ceux ayant
refusé de participer (Tableau 9) ou ceux ayant été perdus au suivi (Tableau 10) selon
les variables disponibles pour ces participants. Au Tableau 9, nous observons qu’il
n’y avait pas de différence entre les participants de l’étude et ceux ayant refusé de
participer pour la distribution d’hommes et de femmes et pour celle de la catégorie
d’emploi. Une différence est observée au niveau de la distribution des entreprises
auquel les participants étaient rattachés. Cependant, lors de nos analyses
subséquentes, l’entreprise à laquelle le sujet était rattaché n’était pas liée à la
proportion d’incidence des TMS. Ainsi, il est peu probable que cette différence puisse
avoir introduit un biais malgré qu’une participation similaire des entreprises aurait été
méthodologiquement préférable. Au Tableau 10, nous observons que les participants
perdus au suivi avaient un âge moyen plus élevé que les participants ayant complété
l’étude. Chez les hommes, les sujets perdus au suivi avaient un niveau d’éducation
plus bas, une proportion de tabagisme et une détresse psychologique plus élevées.
Chez les femmes perdues au suivi, le nombre d’heures de travail au poste
informatique était plus grand. Puisque ces caractéristiques sont généralement
associées à une plus grande proportion d’incidence des TMS, il est possible que
101
101l’absence de ces participants à risque ait eu l’effet de sous-estimer nos associations.
Cependant, ces participants ne totalisaient que 9% du total de la cohorte initiale ce
qui fait en sorte que, si ce biais existe, il devrait être de faible amplitude.
Ensuite, lors de la sélection des participants pour notre étude, nous avons décidé
d’appliquer plusieurs critères de sélection afin de réduire la présence des facteurs de
risque potentiellement confondants. Toutefois, des critères de sélection trop
nombreux comportent le risque de constituer une cohorte non représentative d’une
cohorte de travailleurs.
Plusieurs études ont inclu des participants ayant des diagnostics médicaux d’arthrite
rhumatoïde ou de spondylarthrite ankylosante ou ayant eu des antécédents de
blessures au site anatomique analysé ou bien ne mentionnent pas si elles ont inclu de
tels participants. Nous avons conduit des analyses de sensibilité en incluant les
participants ayant ces caractéristiques; 62 participants qui avaient de l’arthrite
rhumatoïde ou de la spondylarthrite ankylosante et les participants qui avaient eu des
blessures musculosquelettiques (72 pour la région du cou et des épaules, 117 pour la
région du bas du dos et 31 pour la région des membres supérieurs). L’ajout de ces
participants à nos analyses a eu comme impact de diminuer de façon généralisée la
force de nos associations. La diminution des associations a été causée par le fait que
ces sujets avaient des proportions d’incidence de TMS plus élevées pour la catégorie
non exposée aux facteurs de risque posturaux et psychosociaux. Ces sujets semblaient
en fait plus à risque de développer des TMS et ce, indépendamment du niveau
d’exposition aux facteurs de risque du travail. Nous croyons que le fait d’inclure des
participants ayant ces antécédents médicaux aurait induit de la confusion dans nos
analyses. Cela appuie notre choix méthodologique de départ de les exclure.
Finalement, il est possible que le biais de sélection bien connu qu’est le biais des
travailleurs en bonne santé (Healthy worker effect) ait pu contribuer à diminuer la
force des associations observées dans notre étude. Ce biais de sélection peut survenir
par l’entremise de trois mécanismes d’action [170]. Le premier mécanisme peut
102
102s’enclencher lors d’une sélection différentielle au niveau de la participation et du
suivi des participants de l’étude, ce dont nous avons discuté ci-haut.
Le deuxième mécanisme du biais des travailleurs en bonne santé a pu s’enclencher à
cause de notre choix d’exclure les participants ayant des TMS au départ, laissant ainsi
une cohorte d’individus plus sains. Cependant, ce critère d’exclusion a été appliqué
dans plusieurs études prospectives [23, 36, 52, 84, 109, 110] et permet de diminuer
l’effet de confusion que cet état introduit dans les analyses. En effet, plusieurs études
ont montré que la présence des TMS au début est fortement prédictive des TMS au
suivi et ce, indépendamment des niveaux d’exposition aux facteurs de risque du
travail [62, 77, 105, 106]. De plus, une revue systématique des études de fiabilité et
de validité des mesures auto-rapportées [141] a observé que les sujets ayant des TMS
rapportaient différemment leur niveau d’exposition aux facteurs de risque du travail.
Nous croyons ainsi que, malgré la possibilité d’induire un biais de sélection par ce
mécanisme, l’exclusion des participants ayant au départ des TMS est un choix
méthodologique approprié. Malheureusement, ce choix a entraîné une exclusion
considérable de participants. En effet, ce critère d’exclusion a entraîné le retrait de
13,9%, 15,9% et 8,8% des 2 431 participants de la cohorte initiale pour les analyses
au cou et aux épaules, au bas du dos et aux membres supérieurs, respectivement
(Figure 5).
Le troisième mécanisme du biais des travailleurs en bonne santé peut s’enclencher
lorsque les participants fortement exposés au début de l’étude diminuent leur niveau
d’exposition aux facteurs de risque au cours du suivi. Il nous a été possible d’évaluer
la présence de ce mécanisme dans notre étude puisque les niveaux d’exposition
étaient mesurés au début et au suivi. Le test statistique de McNemar (pour données
appariées) nous a permis de détecter si un changement de niveau d’exposition était
significatif entre les participants qui ont diminué versus ceux qui ont augmenté leur
niveau d’exposition. Bien que nous avons observé que l’emplacement du clavier était
plus approprié et les rotations de la tête moins fréquentes au suivi, la durée de travail
au poste informatique était augmentée et la possibilité de prendre des pauses était
103
103diminuée. Aucun autre changement significatif des niveaux d’exposition pour les
autres facteurs de risque posturaux et psychosociaux n’a été observé. Ce dernier
mécanisme du biais des travailleurs en bonne santé est donc peu probable dans notre
cohorte.
Biais d’information : En général, les mesures auto-rapportées pourraient être sujettes
à davantage d’erreurs de mesure et conséquemment à davantage d’erreurs de
misclassification que des mesures directes. Il est néanmoins important de se rapporter
aux objectifs de l’étude afin d’évaluer la pertinence du type de mesure choisi. Pour
les besoins de notre étude, le choix d’évaluer l’expérience subjective des TMS et des
facteurs de risque psychosociaux au travail était selon nous adéquat. L’évaluation
auto-rapportée des facteurs de risque posturaux peut cependant être plus
préoccupante.
D’abord, pour ce qui est de la mesure auto-rapportée des TMS, il faut savoir que
beaucoup de TMS n’ont pas de marqueur biologique identifiable et ne peuvent donc
pas être diagnostiqués facilement [32]. Les données auto-rapportées sont donc
essentielles dans cette situation. De plus, les résultats de validation du Questionnaire
Nordic de Kuorinka et coll. (1987) [33] ont montré que cette mesure procure des
informations utiles et fiables sur les symptômes musculosquelettiques [29, 30]. Enfin,
d’autres études ont appuyé la validité des données auto-rapportées pour les TMS
comparée à celles d’un examen physique des participants [31, 146].
Pour ce qui est de la mesure des facteurs de risque psychosociaux, même si une
mesure objective de l’environnement psychosocial a déjà été employée [81], les
données auto-rapportées sont plus pertinentes car elles permettent d’obtenir la
perception subjective des participants sur leur environnement psychosocial de travail
[15, 179]. Pour les modèles de Karasek et de Siegrist, c’est en grande partie le
jugement de l’individu face à son environnement de travail qui crée le mécanisme
pathogène [11, 15]. Ainsi, les mesures auto-rapportées sont des plus pertinentes pour
évaluer ce mécanisme.
104
104Enfin, pour ce qui est des facteurs de risque posturaux, peu d’échelles validées et
standardisées d’évaluation des facteurs de risque posturaux reliés au travail au poste
informatique sont actuellement disponibles. Notre choix du critère de durée au travail
au poste informatique ainsi que des sept aspects posturaux s’est basé sur la littérature
[17, 25-28, 35, 37, 38, 41, 43, 45, 49, 58, 59, 63, 64, 66, 67, 70, 75, 76, 110].
Quelques études ont vérifié la fiabilité et la validité des données auto-rapportées de
ces facteurs de risque posturaux. La durée de travail au poste informatique serait,
selon deux études, surestimée par les données auto-rapportées des participants [166,
171]. Par contre, dans une revue systématique sur la fiabilité et la validité des
données auto-rapportées, Stock et coll. (2005) [141] ont observé que la durée de
travail au poste informatique auto-rapportée, définie au ¼ ou à la ½ de la journée de
travail, était une mesure fiable et valide. Cette même étude a appuyé la fiabilité et la
validité des évaluations d’emplacement du clavier et de la souris à l’aide de
diagrammes. Cependant, une autre étude [166] a observé une misclassification
différentielle entre les sujets ayant un emplacement adéquat versus ceux ayant un
emplacement inadéquat de leur matériel informatique. En effet, dans cette étude, les
sujets ayant un emplacement adéquat de leur matériel informatique le rapportaient
correctement alors qu’à l’inverse, les sujets ayant un emplacement inadéquat ne le
rapportaient pas correctement. Devant ces résultats contradictoires, il est difficile
d’estimer la direction et l’ampleur du biais d’information des mesures auto-rapportées
des facteurs de risque posturaux dans notre cohorte. Il serait d’autant plus important
que des échelles de mesures validées et standardisées sur les facteurs de risque au
travail au poste informatique soient développées dans le futur.
Un autre aspect méthodologique à considérer est le fait que notre variable de durée du
travail au poste informatique englobait à la fois le temps de travail au clavier et à la
souris. Ces deux tâches auraient, selon la littérature, des conséquences différentes sur
la survenue des TMS [24, 44, 49, 51-54]. Bien que cette distinction entre le travail au
clavier et à la souris soit intéressante et pertinente dans plusieurs devis d’étude, nous
avons choisi, dans notre étude, d’utiliser la durée du travail au poste informatique
comme un premier critère décisif servant à identifier les participants ayant un
105
105minimum de temps d’exposition au travail au poste informatique. Il est donc à notre
avis pertinent de conserver une mesure globale de la durée du travail au poste
informatique.
Nous avons choisi d’utiliser la méthode par quadrant dans le modèle de la tension au
travail de Karasek et celle du ratio dans le modèle du déséquilibre efforts-
reconnaissance de Siegrist puisque ces méthodes étaient des façons de faire
éprouvées dans la littérature sur la santé psychosociale au travail [15, 89]. Cependant,
d’autres combinaisons de ces variables auraient pu être explorées, comme cela a été
proposé par les auteurs de ces modèles [11, 15] et a été effectué dans certaines études
[36, 38, 101]. Des analyses conduites selon différentes combinaisons des variables
auraient permis de réaliser des tests de sensibilité et ainsi de confirmer la validité de
la catégorisation des participants. Néanmoins, cette tâche aurait demandé un travail
considérable et nous ne croyons pas que cela aurait changé radicalement les résultats
de notre étude.
Pour ce qui est de nos choix de seuils de catégorisation, il aurait aussi été intéressant
d’explorer divers seuils pour les facteurs de risque posturaux et psychosociaux.
Cependant, nos choix de seuils étaient le plus possible en accord avec les modèles
utilisés [11, 15] ou avec ce qui a été fait antérieurement [38, 133]. D’autre part, nous
observons que, mis à part le soutien social, la distribution de nos participants exposés
versus non exposés pour les facteurs de risque posturaux et psychosociaux était
semblable aux distributions observées dans les autres études (voir la section 5.2 :
Exposition aux facteurs de risque).
Notre étude évaluait la proportion d’incidence des TMS selon des délais de temps
bien définis (les six derniers mois ou les sept derniers jours) après un suivi de trois
ans. Cette mesure comporte la faiblesse de ne pas pouvoir mesurer l’incidence des
événements qui ont pu survenir et se résorber à l’extérieur de ces intervalles de
temps. Ceci est particulièrement préoccupant dans le cas des TMS puisque leur nature
transitoire est reconnue. Il est possible que cette situation ait créé un effet de sous-
106
106estimation de la vraie proportion d’incidence, mais encore ici, cela dépend de la
distribution de ces sujets au niveau de leurs facteurs de risque posturaux et
psychosociaux. Cependant, nous émettons l’hypothèse que les TMS les plus sérieux
et récurrents ont pu être identifiés par la mesure des six derniers mois. Néanmoins,
une mesure de l’événement en continu ou à intervalles plus rapprochés serait une
méthodologie à privilégier pour les recherches futures.
Confondance : Tel que suggéré par Rothman et Greenland, 1998 [157] concernant
les particularités des études d’interaction, nous avons pris soin d’ajuster nos modèles
pour le plus de facteurs de confusion possible afin que nos quatre catégories
d’exposition soient comparables. Il est cependant possible que de la confondance
résiduelle soit quand même présente due à des facteurs de risque non mesurés.
Parmi les facteurs de risque physiques non mesurés, il y a la présence de réflexion sur
l’écran, la fatigue visuelle, l’expositions aux facteurs de risque physiques à l’extérieur
du travail et les expositions aux facteurs de risque physiques au travail antérieures à
l’étude. Toutefois, on peut considérer que la séniorité dans l’entreprise a permis
d’ajuster en partie pour l’exposition aux facteurs de risque physiques au travail
antérieure à l’étude. À cheval entre les facteurs de risque posturaux et individuels, la
perception subjective de l’ajustement de son poste de travail n’a pas été mesurée dans
notre étude bien qu’ayant montré des associations dans les études l’ayant utilisée [40,
43, 69].
Parmi les facteurs de risque individuels non mesurés dans notre étude, il y a la
satisfaction envers son travail, les traits de personnalité tels que la somatisation, les
peurs et les croyances face à la douleur, les stratégies d’adaptation à la douleur, le
sentiment d’efficacité personnelle, les réactions face à la douleur et les
comportements de type malade (sick role), et leur bénéfices secondaires. Dans nos
analyses, une mesure sommaire du trait de personnalité de type A, obtenue par
l’échelle de l’engagement excessif de Siegrist, a montré peu d’effet de confusion.
Pour les TMS au cours des six derniers mois, la personnalité de type A a été
107
107confondante dans 2 des 12 analyses. Pour la mesure des TMS au cours des sept
derniers jours, la personnalité de type A n’a été confondante dans aucune des
analyses. Il aurait été tout de même pertinent d’évaluer l’effet de confondance du trait
de personnalité de type A à l’aide d’une échelle de mesure plus complète. Un autre
ensemble de facteurs de risque individuels est le concept de style de travail
(« Workstyle » en anglais) [142]. Ce modèle pourrait expliquer un ensemble
d’attitude et de caractéristiques individuelles des travailleurs ayant une plus grande
susceptibilité aux TMS [43, 142].
Validité externe
La généralisabilité de nos résultats peut d’abord se faire auprès des travailleurs
utilisant un poste informatique et ayant des caractéristiques socio-démographiques,
individuelles et médicales similaires aux sujets qui ont été inclus dans cette étude. De
plus, la généralisabilité de nos résultats doit concerner des travailleurs ayant peu
d’efforts physiques à fournir dans le cadre de leur travail. Par contre, vu la très grande
prévalence du travail statique au poste informatique, cette situation de travail risque
d’être rencontrée fréquemment.
En ce qui concerne la généralisabilité de nos résultats aux travailleurs semblables à
ceux qui ont été exclus (ceux ayant des symptômes musculosquelettiques dans les six
derniers mois et/ou une histoire de blessure musculosquelettique), nous croyons que
la présence simultanée des facteurs de risque posturaux et psychosociaux risque de
leur être soit similaire ou encore plus nocive étant donné leur plus grande
susceptibilité aux TMS.
5.5 Signification des résultats
Puisqu’une forte majorité de nos analyses a démontré ou indiqué la présence d’un
effet d’interaction entre les facteurs de risque posturaux et psychosociaux, il est
pertinent de penser que chacun de ces deux types de facteurs augmente l’effet
108
108pathogène de l’autre. Puisqu’en milieu de travail l’absence complète de facteurs de
risque est utopique [180], il serait important de mettre tout en œuvre pour diminuer la
présence simultanée des facteurs de risque en agissant sur ce qui est modifiable. En
effet, selon les exigences particulières à un type d’emploi, il sera parfois plutôt
possible de diminuer ou d’enrayer soit les facteurs de risque posturaux ou
psychosociaux. Ces interventions pourront ainsi empêcher l’effet d’interaction
d’avoir lieu. Prenons l’exemple d’une employée de bureau ayant des tâches de
service à la clientèle. Le travail de service à la clientèle entraîne des contraintes
psychosociales qu’il est difficile d’enrayer complètement. Cependant, un poste de
travail informatique bien adapté avec la possibilité de se déplacer et de prendre des
pauses régulièrement pourra enrayer chez cette employée de 25 à 64% des TMS qui
serait uniquement dus à la présence simultanée des facteurs de risque. Ces réductions
sont supplémentaires à celles qui découlent de l’adaptation du poste informatique
comme tel.
Autre exemple tiré des postes de travail des cols blancs de notre cohorte, celui des
techniciens sur la route. L’emplacement du matériel informatique de ces techniciens
est parfois difficile à adapter car le système est intégré à un véhicule routier. Dans
cette situation, le fait d’assurer des conditions psychosociales adéquates, en éliminant
les situations de tension au travail et en rééquilibrant le ratio efforts/reconnaissance,
pourrait ainsi réduire à la fois les TMS dus à l’effet individuel d’un environnement
psychosocial délétère et réduire le potentiel pathogène des facteurs de risque
posturaux reliés au poste de travail créé par l’effet d’interaction. Selon nos analyses,
une telle intervention, seulement par son action d’éliminer l’effet d’interaction,
pourrait ainsi réduire de 80% le risque de développer des TMS au bas du dos chez ces
techniciens.
Dans un second ordre d’idées, notons que les effets d’interaction ont été observés
avec la mesure des TMS au cours des six derniers mois autant chez les hommes que
chez les femmes et autant avec les modèles psychosociaux de Karasek et de Siegrist.
Ces observations indiquent que même si en général les associations observées chez
109
109les femmes étaient plus importantes que chez les hommes, il semble que l’interaction
entre les facteurs de risque posturaux et psychosociaux touche également les deux
sexes. Ceci est aussi vrai en ce qui concerne les modèles psychosociaux; nos résultats
suggèrent que chacun de ces différents modèles est en mesure de définir des facteurs
de risque psychosociaux susceptibles d’interagir avec les facteurs de risque posturaux
du travail. Ainsi, ces observations suggèrent qu’il y a une constance dans la présence
d’interaction entre les facteurs de risque posturaux et psychosociaux qui fait en sorte
que nos résultats pour les TMS au cours des six derniers mois ne sont ni sporadiques
ni aléatoires.
5.6 Possibilités de recherches futures
Les possibilités de recherches futures sur le sujet sont multiples. D’abord, il serait
important de valider les résultats obtenus dans cette étude à l’aide de mesures
validées et standardisées des facteurs de risque posturaux. Les mesures d’évaluation
directes des facteurs de risque posturaux peuvent également apporter un éclairage des
plus intéressant. Une étude ayant une mesure plus fréquente, voire en continu, des
TMS serait aussi utile. Finalement, une étude comportant une taille d’échantillon plus
grande permettrait d’atteindre la puissance statistique nécessaire aux études
d’interaction et d’ainsi confirmer éventuellement la présence d’interaction entre les
facteurs de risque posturaux et psychosociaux sur l’incidence des TMS.
Il serait aussi pertinent que des recherches futures s’appliquent à étudier les effets
d’interaction entre les variables individuelles et les facteurs de risque posturaux et
psychosociaux du travail.
Finalement, une avenue des plus pertinente pour nos travailleurs serait de réaliser une
étude d’intervention avec un groupe contrôle afin d’analyser si les interventions
visant le retrait d’un des deux facteurs de risque présents de façon simultanée
réduisent effectivement la survenue des TMS.
Conclusion
Ces travaux de maîtrise ont permis d’approfondir nos connaissances au sujet de la
présence d’interaction entre les facteurs de risque posturaux et psychosociaux au
travail sur la proportion d’incidence des TMS. Les analyses conduites pour chacun
des deux modèles conceptuels des facteurs de risque psychosociaux au travail ont
permis d’observer que la présence d’interaction était similaire pour ces modèles.
L’analyse des TMS à trois régions corporelles a permis d’observer les similarités au
niveau des processus étiologiques, notamment pour l’interaction entre les facteurs de
risque posturaux et psychosociaux du travail. Les analyses stratifiées selon le sexe ont
permis de dégager les différences et les similarités entre les hommes et les femmes
dans leurs interactions avec les facteurs de risque au travail.
L’étude de l’interaction est hautement pertinente du point de vue de l’efficacité des
interventions préventives en santé au travail puisque la diminution de l’exposition à
un des deux types de facteurs entraînera possiblement une diminution de l’effet
pathogène de l’autre facteur. Ceci donne la possibilité d’agir, dans les milieux de
travail, sur les facteurs de risque modifiables tout en espérant une diminution de la
réaction pathogène aux facteurs de risque non modifiables. Rappelons que ces
résultats ont également une grande importance du point de vue de la santé publique
puisque, étant donné la forte incidence des TMS chez les travailleurs, une diminution
même modeste de l’effet pathogène des facteurs de risque pourra réduire
considérablement le fardeau social de ce problème de santé.
111
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129
129Tableau 8. Proportion d’incidence des TMS au suivi à trois ans (%)
A : Symptômes dans les six derniers mois entraînant un déficit fonctionnel
Site anatomique Hommes Femmes
Cou et épaules 7,0 11,1
Bas du dos 10,0 10,6
Membres supérieurs 5,6 7,8
B : Symptômes dans les 7 derniers jours d’une durée de 3 jours et plus avec une intensité de 5/10 et plus
Site anatomique Hommes Femmes
Cou et des épaules 5,6 15,6
Bas du dos 6,2 7,9
Membres supérieurs 2,4 7,2
130
130
l’éP
Tableau 9. Comparaison des participants de l’étude et des sujets ayant refusé de
participer (%)
Sujets ayant participé à
tude*******
Sujets ayant refusé de participer
†††††††
Caractéristiques [Données manquantes] N : 2431 N :756
Sexe [0,0] [3,0]
Homme 39,7 55,7
Femmes 60,3 41,3 0,262
Entreprise [0,0] [0,0]
SAAQ 56,1 56,3
RRQ 19,5 25,7
CSST 24,4 18,0
<0,001
Catégorie d’emploi [0,0] [32,4]
Cadre 5,3 3,6
Professionnel 37,7 23,5
Technicien 26,0 16,3
Personnel de bureau 31,0 24,2
0,203
re 5. ré.
******* Nombre de sujets avant l’application des critères d’inclusion et d’exclusion spécifiés à la section 2.2 du chapitre sur la méthodologie et tel que démontré par le diagramme de répartition de la Figu††††††† Valeur P bilatérale calculée à l’aide d’un test du Chi-car
131
131Tableau 10. Comparaison entre les sujets ayant complété l’étude et ceux perdus au suivi sur la base des caractéristiques mesurées au début de l'étude Hommes
Caractéristiques, moyenne (écart-type) Inclus N: 693
Perdus N: 68 P‡‡‡‡‡‡‡
Âge, années 44,4 (7,68) 48,3 (8,11) <0,001
Travail au poste informatique, h/jour 4,9 (2,11) 4,9 (2,19) 0,758
Caractéristiques, % [Données manquantes]
Groupe d’âge [0] [0]
<35 ans 10,1 5,9
35-44 ans 35,8 20,6
45-60 ans 54,1 73,5
0,006
Éducation (niveau complété le plus élevé) [0] [0]
Secondaire ou moins 14,4 27,9
Collégial 27,9 30,9
Universitaire 57,7 41,2
0,002
Statut marital [0] [0]
Marié 48,6 39,7
Union libre 26,9 20,6
Divorcé 10,1 13,2
Célibataire 13,9 22,1
Veuf 0,4 0
0,106
Nombre d’enfant (garde à temps plein) [1,1] [5,9]
0 46.9 61.8
1 17,5 17,7
≥2 34,5 14,7
0,004
. ‡‡‡‡‡‡‡ Valeur P bilatérale calculée avec le test de Student pour la comparaison de moyennes ou avecun test de Chi-carré pour la comparaison de proportions
132
132Tableau 10. (suite) Hommes
Caractéristique [Données manquantes] InclusN: 693
PerdusN: 68 P
Perception de sa santé [0,1] [0]
Excellente 14,1 11,8
Très bonne 39,2 29,4
Bonne 33,6 39,7
Moyenne 11,0 16,2
Mauvaise 1,9 2,9
0,310
Détresse psychologique§§§§§§§
******
††††††
[0,2] [0]
Non 74,6 66,2
Oui 25,2 33,8 0,013
IMC [0,2] [0]
<27 kg/m² 56,7 55,9
≥27 kg/m² 43,1 44,1 0,880
Sédentaire** [0] [1,4]
Non 89,6 80,9
Oui 10,4 17,7 0,437
Tabagisme†† [0] [0]
Non 88,7 79,4
Oui 11,3 20,6 0,02
Événements stressants (12 derniers mois) [0,6] [0]
0 54,7 61,8
1 32,9 22,1
≥2 11,8 16,2
0,128
ex. §§§§§§§ La détresse est définie par un résultat ≥26,19 à la version française du Psychiatric Symptoms Ind
******** Être sédentaire est défini par moins qu’une période d’activité physique par semaine. †††††††† Le tabagisme est défini par la consommation d’une cigarettte et plus par jour.
133
133Tableau 10. (suite)
Femmes
Caractéristiques, moyenne (écart-type) Inclus N: 988
Perdus N: 105 P
Âge, années 43,3 (6,59) 44,6 (7,77) <0,001
Travail au poste informatique, h/jour 5,2 (1,86) 5,8 (1,59) <0,001
Caractéristiques, % [Données manquantes]
Groupe d’âge [0] [0]
<35 ans 10,3 12,4
35-44 ans 42,4 33,3
45-60 ans 47,3 54,3
0,168
Éducation (niveau complété le plus élevé) [0] [0]
Secondaire ou moins 33,9 36,2
Collégial 29,9 34,3
Universitaire 36,2 29,5
0,341
Statut marital [0,4] [2,9]
Mariée 39,6 41,0
Union libre 29,9 29,5
Divorcée 14,2 10,5
Célibataire 15,0 14,3
Veuve 1,0 1,9
0,754
Nombre d’enfant (garde à temps plein) [0,2] [2,9]
0 41,9 52,4
1 22,9 19,1
≥2 33,2 25,7
0,073
134
134Tableau 10. (suite) Femmes
Caractéristique [Données manquantes] InclusN: 988
PerdusN: 105 P
Perception de sa santé [0] [1,0]
Excellente 13,1 8,6
Très bonne 36,0 41,9
Bonne 36,9 35,2
Moyenne 12,2 9,5
Mauvaise 1,8 3,8
0,228
Détresse psychologique [0] [1,9]
Non 60,5 62,9
Oui 39,5 35,2 0,461
IMC [1,5] [2,9]
<27 kg/m² 67,9 61,9
≥27 kg/m² 30,6 35,2 0,253
Sédentaire [0,4] [1,0]
Non 82,9 76,1
Oui 16,7 22,9 0,085
Tabagisme [0] [0]
Non 86,1 80,9
Oui 13,9 19,1 0,125
Événements stressants (12 derniers mois) [0,3] [3,8]
0 46,0 40,0
1 34,6 34,3
≥2 17,1 21,9
0,326
135
Figure 1. Définition des composantes du modèle de la tension au travail de Karasek et Theorell
Tiré de l’article Karasek et Theorell, 1990 [11]
135
136
Figure 2. Définition des composantes du modèle du déséquilibre efforts-reconnaissance de Siegrist
Engagement excessif (incapacité à s’éloigner de son
travail et impatience et irritabilité disproportionnée)
Efforts extrinsèques (demandes et obligations du
travail)
Reconnaissance (estime des collègues et des
supérieurs, possibilités d’avancement et salaire et
sécurité d’emploi)
Tiré de van Vegchel et coll., 2005 [100]
136
137
137Figure 3. Définition des catégories d'exposition aux facteurs de risque posturaux et psychosociaux pour les analyses d'interaction
Risque psychosocial élevé Risque psychosocial faible
Risque postural élevé
RC* postural et psychosociale RC postural
Risque postural faible RC psychosociale RC = 1 (référence)
*RC= Rapport de cote obtenu avec la régression logistique
138
Figure 4. Formule pour le calcul de la fraction étiologique due à l'interaction (FEi)
RC postural et psychosocial - RC psychosocial - RC postural + 1
RC postural et psychosocial
138
FEi =
139
Figure 5. Diagramme de recrutement, de l’application des critères d’inclusion et d’exclusion et des pertes au suivi
Base d’étude 3187 participants
Refus de participer 756 participants
Réponse au questionnaire initial 2431 participants
Exclusion selon les critères généraux*
577 participants
Perdus au suivi 173 participants
Exclusion selon les critères spécifiques au site anatomique étudié†
339 participants pour le cou et les épaules 387 participants pour le bas du dos 215 participants pour les membres supérieur
Population d’étude finale
Cou et épaules 1342 participants
Bas du dos 1294 participants
Membres supérieurs 1466 participants
* Être âgé de moins de 18 ans ou de plus de 60 ans, travailler moins de 25 heures par semaine aux mesures de départ et/ou de suivi, lors de la mesure de suivi, être à la retraite ou sans emploi depuis plus de 60 jours, rapporter souffrir d’arthrite rhumatoïde ou de spondylarthrite ankylosante, ou être enceinte. † Au site anatomique analysé, avoir eu, au cours de sa vie, une blessure franche ou rapporter souffrir de TMS dans les six derniers mois avec un déficit fonctionnel associé dans l’une des trois sphères d’activité (professionnelle, domestique ou de loisir).
139
Annexe A
Catégories d’emplois des participants de l’étude
141
141Catégories d’emplois des participants de l’étude
Cadres Professionnels Techniciens Personnels de bureau
4.9 % 42.4 % 25.3 % 27.4 %
• Cadre supérieur
• Cadre juridique
• Cadre intermédiaire
• Sous-ministre
• Sous-ministre adjoint
• Conseiller en gestion des ressources humaines
• Agent de gestion financière
• Analyste en informatique
• Agent de recherche et de planification socio-économique
• Attaché d’administration
• Médecin
• Ingénieur
• Agent d’indemnisation
• Technicien en administration
• Technicien en informatique
• Technicien en arts appliqués et graphisme
• Agent d’aide socio-économique
• Agent vérificateur
• Agent de bureau
• Auxiliaire de bureau
• Auxiliaire informatique
• Agent de secrétariat
• Préposé aux permis et immatriculation
Annexe B
Échelle de pointage des facteurs de risque posturaux
143
143Échelle de pointage des facteurs de risque posturaux
Facteurs de risque posturaux
Critères de décision Pointage
Prise de pauses Pas de prise de pauses régulières /1
Posture assise statique Travail habituellement assis et n’a pas à se
déplacer souvent. /1
Emplacement du clavier Poignets plus hauts que l’horizontal /1
Emplacement de l’écran
Sous-optimal selon deux situations : 1) Si le
sujet ne porte pas de lentilles bifocales et que
les yeux ne sont pas à la hauteur du dessus
de l’écran. 2) Si le sujet porte des lentilles
bifocales et que les yeux ne sont pas plus
hauts que le dessus du haut de l’écran
/1
Rotation du cou L’écran n’est pas en face du participant /1
Support aux avant-bras
au clavier N’utilise pas de support aux avant-bras /0.5
Support aux avant-bras à
la souris N’utilise pas de support aux avant-bras /0.5
Total : /6
Annexe C
Algorithmes des échelles de mesure des facteurs de risque psychosociaux
145
145
‡‡‡‡‡‡
Algorithmes pour le calcul des échelles de mesure des variables psychosociales des modèles de Karasek et de Siegrist Modèle la tension au travail de Karasek‡‡
Demande psychologique (DP)
Si deux valeurs ou moins étaient manquantes pour les items composant l’échelle de la demande psychologique, celles-ci étaient imputées par le score moyen obtenu par le participant à cette échelle. L’indice était calculé de la façon suivante :
DP = (Q10 + Q11 - Q12 - Q13 - Q14 + Q15 + Q16 + Q17 + Q18)
Toutes ces questions étaient gradées de (4) "fortement d'accord" à (1) "fortement en désaccord". L’étendue de l’échelle variait entre 9 et 36. Plus le score obtenu était élevé, plus la demande psychologique était élevée. La valeur médiane de 24 de la population générale québécoise a été utilisée pour dichotomiser les participants [144].
Latitude décisionnelle (LD)
Si deux valeurs ou moins étaient manquantes pour les items composant l’échelle de la latitude décisionnelle, celles-ci étaient imputées par le score moyen obtenu par le participant à cette échelle. La latitude décisionnelle est la somme des sous-échelles portant sur l'utilisation des qualifications et le contrôle sur la tâche.
Utilisation des qualifications = (Q1 + Q2 + Q3 + Q7 + Q9 + (5 - Q4)) * 2
Contrôle sur la tâche = (Q5 + Q6 + Q8) * 4
Latitude décisionnelle = utilisation des qualifications + contrôle sur la tâche:
LD = (Q1 + Q2 + Q3 + Q7 + Q9 + (5 - Q4)) * 2 + (Q5 + Q6 + Q8) * 4
Toutes les réponses aux questions étaient gradées de (4) "fortement d'accord" à (1) "fortement en désaccord". Le minimum de l'indice de latitude décisionnelle était de 24 et le maximum était de 96. Plus le score obtenu était élevé, plus la latitude décisionnelle était élevée. Selon la valeur médiane de la population générale québécoise, un seuil a été établi à 72 ou moins pour identifier les participants ayant une faible latitude décisionnelle [144].
43]. ‡‡‡‡‡‡‡‡ Les algorithmes présentées respectent les recommendations de Karasek [1
146
146
§§§§§§
Soutien social au travail (SST)
Si deux valeurs ou moins étaient manquantes pour les items composant l’échelle du soutien social au travail, celles-ci étaient imputées par le score moyen obtenu par le participant à cette échelle. Le soutien social est la somme du soutien des collègues (CS) et du soutien des superviseurs (SS).
CS = Q6+ Q7+ (5 - Q8) + Q9 + Q10 +Q11
SS = Q1 + Q2 + (5 - Q3) + Q4 + Q5
SST = CS + SS
Dans notre étude, la version à 11 items a été utilisée. Toutes les réponses aux questions étaient gradées de (4) "fortement d'accord" à (1) "fortement en désaccord". L’étendue variait entre 11 et 44; un résultat faible indiquait un faible soutien social au travail. Le soutien social a été dichotomisé selon la valeur médiane de la distribution de la population québécoise, soit à 34 [144].
Modèle du déséquilibre efforts-reconnaissance de Siegrist§§
Efforts extrinsèques
Si une valeur était manquante pour les items composant l’échelle des efforts extrinsèques, celle-ci était imputée par le score moyen obtenu par le participant à cette échelle. Les efforts extrinsèques ont été mesurés à l’aide de deux items originaux de l’échelle recommandée par Siegrist et de deux items ayant une formulation très proche des items originaux.
E = (5-Q38) + Q41 + Q45 + Q46
Toutes ces questions étaient gradées de (4) "fortement d'accord" à (1) "fortement en désaccord". L’étendu des résultats variait entre 4 et 16; un résultat élevé indiquait des efforts extrinsèques élevés.
Reconnaissance
Si deux valeurs ou moins étaient manquantes pour les items composant l’échelle de la reconnaissance, celles-ci étaient imputées par le score moyen obtenu par le participant à cette échelle. Nous avons utilisé l’échelle originale à 11 items recommandée par Siegrist pour mesurer la reconnaissance. Cette échelle regroupe les trois notions de reconnaissance que sont l’estime des collègues et des supérieurs, les possibilités d’avancement et le salaire et la sécurité d’emploi.
Estime des collègues et des superviseurs = Q47 +Q48 + Q49 + Q50 + Q55
Possibilité d’avancement et salaire = Q52 + Q54 + Q56 + Q57
§§§§§§§§ Les algorithmes présentées respectent les recommendations de Siegrist [15].
147
147Sécurité d’emploi = Q51 + Q53 Reconnaissance = (Q47 +Q48 + Q49 + Q50 + Q55) + (Q52 + Q54 + Q56 + Q57) + (Q51 +
Q53)
Toutes ces questions étaient gradées de (4) "fortement d'accord" à (1) "fortement en désaccord". L’étendue des résultats variait entre 11 et 44; un résultat faible indiquait une faible reconnaissance.
Déséquilibre efforts-reconnaissance
Un ratio a été utilisé pour catégoriser les participants de l’étude au niveau de la présence d’un déséquilibre efforts-reconnaissance. Pour chacun des participants, ce ratio a été calculé en divisant la somme des efforts extrinsèques par la somme de la reconnaissance multiplié par un facteur de correction. Ce facteur de correction (c) permettait d’ajuster pour le nombre inégal d’items entre le numérateur et le dénominateur.
c = 0,36363636363
Ratio = (E / R) * c
Engagement excessif
Si une valeur était manquante pour les items composant l’échelle de l’engagement excessif, celle-ci était imputée par le score moyen obtenu par le participant à cette échelle. L’engagement excessif a été mesuré à l’aide de six items recommandés par Siegrist mesurant l’incapacité à s’éloigner de son travail (cinq items) et l’impatience et l’irritabilité disproportionnée (un item).
Engagement excessif = Q60 + Q61 + (5-Q62) + Q63 + Q64 + Q65
Toutes ces questions étaient gradées de (4) "fortement d'accord" à (1) "fortement en désaccord". L’étendue des résultats variait entre 6 à 24; un résultat élevé indiquait une forte propension à l’engagement excessif. Le tertile supérieur de la distribution des résultats des participants de notre étude a servi à identifier les participants ayant un niveau élevé d’engagement excessif.
Annexe D
Mesure de la cohérence interne de l’échelle de mesure des facteurs de risque posturaux
149
149Mesure de la cohérence interne de l’échelle de mesure des
facteurs de risque posturaux
Un coefficient alpha de Cronbach (α) a été utilisé pour mesurer la cohérence interne
de notre échelle de mesure des facteurs de risque posturaux du travail au poste
informatique. L’annexe B décrit les sept facteurs de risque posturaux qui ont été
choisis afin de caractériser cet aspect de l’exposition des participants de l’étude. Le
calcul du α de cette échelle nous a donné une valeur totale de 0,29. Cette valeur a été
ajustée pour tenir compte des différents pointages accordés aux items de l’échelle. La
posture assise statique était l’item démontrant le moins de corrélation avec les autres
items de l’échelle (Tableau 11). Le retrait de la posture assise statique de l’échelle de
mesure n’aurait que légèrement fait augmenter la valeur du α à 0,36. La corrélation de
notre échelle reste malgré tout bien inférieure au standard de 0,70 suggéré par
Nunnally, 1978, p. 245 [181]. Par contre, ceci n’implique pas que notre échelle de
mesure soit inadéquate, mais qu’elle mesure des aspects des facteurs de risque
posturaux qui sont bel et bien différents et donc peu corrélés entre eux.
Tableau 11. Corrélation de chacun des items par rapport à l'ensemble des autres items de l'échelle des facteurs de risque posturaux
Items de l’échelle Corrélation Prise de pauses 0,0969 Posture assise statique -0,0317 Emplacement de l’écran 0,1518 Emplacement du clavier 0,3759 Rotation du cou 0,0578 Support aux avant-bras au clavier 0,2753 Support aux avant-bras à la souris 0,2862
Annexe E
Interaction entre les facteurs de risque posturaux et psychosociaux sur la survenue des TMS au cours des sept
derniers jours
151
151Interaction entre les facteurs de risque posturaux et
psychosociaux sur la survenue des TMS au cours des sept
derniers jours
Résultats
Modèle de la tension au travail de Karasek
Chez les hommes
En ce qui concerne les effets des facteurs de risque posturaux et la tension au travail
chez les hommes (Tableau 12), la définition des TMS au cours des sept derniers jours
d’une durée de trois jours et plus et d’une intensité de 5/10 et plus a donné lieu à un
nombre de cas très faible pour les trois sites anatomiques, soit le cou et les épaules, le
bas du dos et les membres supérieurs. Nous avons même obtenu une cellule vide dans
l’analyse des membres supérieurs. Ce manque d’événements a affecté la précision des
résultats telle que reflétée par de grands intervalles de confiance.
Le soutien social n’était pas modifiant dans la relation entre les facteurs de risque
posturaux et la tension au travail sur la survenue des TMS pour chacun des trois sites
anatomiques (analyses non démontrées). Étant donné le faible nombre d’événements,
l’ajustement des modèles a été limité afin de respecter un nombre minimal
d’événements par variable [156]. Ainsi, le modèle 1 des sites du cou et des épaules,
du bas du dos et des membres supérieurs ont seulement pu être ajustés pour l’âge. Peu
de changements ont été observés entre les rapports de cote (RC) des modèles bruts et
des modèles 1. Bien que cela démontre que l’âge était peu confondant, nous avons
choisi ce facteur d’ajustement afin d’assurer une continuité dans nos analyses puisque
l’âge a été forcé dans les autres modèles. Les modèles 2, ajustant pour la présence de
TMS aux autres sites au début du suivi, ont quant à eux généralement donné lieu à
une augmentation des RC. Cette augmentation nous indique que ce facteur
152
152d’ajustement s’est comporté comme un facteur de confusion et non comme un facteur
intermédiaire dans nos analyses. Par contre, aucun RC n’a été significatif et ce, pour
l’ensemble des trois sites anatomiques.
Les fractions étiologiques dues à l’interaction (FEi) chez les hommes pour le cou et
les épaules et pour le bas du dos ont été négatives. Rappelons que des résultats nuls
ou négatifs sont interprétés comme une absence d’interaction entre les facteurs de
risque posturaux et psychosociaux [157, p.341]. La FEi des membres supérieurs n’a
pu être calculée due à la présence d’une cellule vide.
Chez les femmes
En ce qui concerne les effets des facteurs de risque posturaux et la tension au travail
chez les femmes (Tableau 13), la définition des TMS au cours des sept derniers jours
a engendré un nombre de cas similaire à ce qui a été observé avec la mesure des TMS
au cours des six derniers mois (Tableau 4). Le soutien social n’a pas été modifiant
dans la relation entre les facteurs de risque posturaux et la tension au travail sur la
survenue des TMS pour chacun des trois sites anatomiques (analyses non
démontrées). L’ajustement des mesures d’associations à l’aide des modèles 1 et 2 n’a
que très peu changé la force des RC observés dans les modèles bruts. Les modèles 2,
ajustant pour la présence de TMS aux autres sites au début du suivi, ont généralement
donné lieu à une augmentation des RC. Tel que mentionné ci-haut, ceci nous indique
que ce facteur d’ajustement a agi comme un facteur de confusion et non comme un
facteur intermédiaire dans nos analyses.
Par contre, les relations significatives qui ont été observées chez les femmes au
Tableau 15 concernaient les groupes soumis à un seul des facteurs de risque. Ainsi,
pour le cou et les épaules, un RC significatif a été observé dans le groupe ayant une
tension élevée seulement; pour le bas du dos, dans le groupe ayant une tension élevée
et dans le groupe ayant un risque postural élevé seulement; et pour les membres
supérieurs, dans le groupe ayant une tension élevée seulement.
153
153Les FEi des trois sites anatomiques ont été négatives, indiquant une absence
d’interaction chez les femmes entre les facteurs de risque posturaux et la tension au
travail sur les TMS au cours des sept derniers jours.
Modèle du déséquilibre efforts-reconnaissance de Siegrist
Chez les hommes
En ce qui concerne les effets des facteurs de risque posturaux et du déséquilibre
efforts-reconnaissance au travail chez les hommes (Tableau 14), on a d’abord vu
apparaître l’effet modifiant de l’engagement excessif envers son travail dans les
analyses des TMS au cou et aux épaules. En effet, les associations observées ont
indiqué que les hommes rapportant un engagement excessif faible avaient un risque
plus élevé de développer des TMS au cou et aux épaules que ceux rapportant un
engagement excessif élevé. Cette dernière observation est à l’opposé de la théorie du
modèle du déséquilibre efforts-reconnaissance. Cependant, il est important de
mentionner que le nombre de sujets dans chacun des groupes d’exposition était très
faible à ce niveau d’analyse. Cette stratification supplémentaire, tenant compte de
l’effet modifiant de l’engagement excessif, a diminué grandement la précision
statistique de nos analyses.
Ainsi, aucune association n’a été significative et l’interprétation de ces résultats doit
être prudente. Ici aussi les modèles 2 ont montré que les TMS aux autres sites au
début du suivi n’agissaient pas comme un facteur intermédiaire et ainsi, qu’il était
approprié de calculer nos FEi à partir de ces modèles.
D’autre part, pour ce qui est du groupe rapportant un engagement excessif élevé, les
associations ont montré des relations protectrices (RC <1) entre la présence des
facteurs de risque posturaux et le déséquilibre efforts-reconnaissance sur la survenue
des TMS au cours des sept derniers jours. Puisque ces relations sont à l’opposé de ce
que nous avons observé dans l’ensemble de nos autres analyses, puisqu’à notre
connaissance, la littérature ne rapporte pas ce type de relation et finalement, puisque
154
154les effectifs très faibles affectaient la précision de cette analyse, nous croyons que
nous ne pouvons tirer de conclusion valide avec ces résultats. Ainsi, la FEi découlant
de cette analyse a été considérée comme erronée. En fait, nous ne sommes pas
certains que la formule utilisée pour calculer la FEi soit adaptée au calcul de
l’interaction lorsque les facteurs sont protecteurs. Malheureusement, nos recherches
sur cet aspect n’ont pas porté fruit. Les textes de référence consultés [137, 153, 154,
157] n’abordaient pas ce phénomène.
En ce qui concerne la FEi observée pour le cou et les épaules chez les sujets
rapportant un engagement excessif faible, une valeur positive a été observée mais son
intervalle de confiance incluait la valeur nulle.
Pour les analyses des sites du bas du dos et des membres supérieurs, l’engagement
excessif n’a pas eu d’effet modifiant (analyses non démontrées). Aucune association
n’a été significative dans les modèles bruts et ajustés des sites du bas du dos et des
membres supérieurs. Une FEi négative avec un large intervalle de confiance a été
observée pour le bas du dos; alors que la FEi du site des membres supérieurs n’a pu
être calculée dû à la présence d’une cellule vide.
Chez les femmes
En ce qui concerne les effets des facteurs de risque posturaux et du déséquilibre
efforts-reconnaissance au travail chez les femmes (Tableau 15), à l’instar des
hommes, on a d’abord vu apparaître l’effet modifiant de l’engagement excessif dans
les analyses des TMS au cou et aux épaules. Cependant, les associations montrent
que ce sont les femmes rapportant un engagement excessif élevé qui ont eu un risque
accrû de développer des TMS lorsque soumises à la fois aux facteurs de risque
posturaux et au déséquilibre efforts-reconnaissance. Cette dernière observation est
concordante avec la théorie du modèle du déséquilibre efforts-reconnaissance. Il faut
par contre noter que les effectifs étaient faibles, particulièrement pour la strate de
femmes rapportant un engagement excessif faible. Ceci a affecté la précision des
résultats de cette strate d’analyse. Les modèles 2 ont montré que les TMS aux autres
155
155sites au début du suivi n’étaient pas un facteur intermédiaire et ainsi qu’ils étaient les
modèles adéquats pour le calcul de leur FEi respective. Une seule association
significative a été observée, notamment chez le groupe de femmes rapportant un
engagement excessif élevé et une présence simultanée des deux types de facteurs de
risque. Une faible FEi positive a été observée chez les femmes rapportant un
engagement excessif élevé et une FEi négative a été observée chez les femmes
rapportant un engagement excessif faible.
Pour les analyses des sites du bas du dos et des membres supérieurs, l’engagement
excessif n’a pas eu d’effet modifiant (analyses non démontrées). Aucune association
n’a été significative. De plus, quelques associations protectrices ont été observées
(celle du groupe ayant une risque postural faible et un déséquilibre efforts-
reconnaissance pour le bas du dos et celle du groupe ayant un risque postural élevé et
un équilibre efforts-reconnaissance pour les membres supérieurs). Tel que mentionné
ci-haut, ces associations sont à l’opposé de ce qui est généralement observé dans
l’ensemble de nos autres analyses et dans ce qui est rapporté dans la littérature. Nous
expliquons ce dernier phénomène par l’imprécision statistique de nos données. Une
FEi négative a été observée pour le site du bas du dos et une FEi quasi nulle a été
observée pour le site des membres supérieurs. L’ensemble des intervalles de
confiance des FEi du Tableau 15 ont inclu la valeur nulle.
Discussion
Cette discussion complète la discussion générale du chapitre V sans la répéter. À la
lumière des limites exposées ci-haut, nous limitons notre interprétation de la présence
de l’interaction entre les facteurs de risque posturaux et psychosociaux sur la
survenue des TMS au cours des sept derniers jours en disant que nos données ne nous
permettent pas de tirer des conclusions.
Il faut noter que deux études ont évalué l’interaction entre les facteurs de risque
posturaux et psychosociaux du travail en utilisant une mesure des TMS au cours des
156
156sept derniers jours (sans critères de durée ou d’intensité) [20, 21]. Ces études
montraient des FEi positives, quoique parfois faibles, sur la prévalence des TMS au
cou, aux membres supérieurs et au bas du dos, séparément. Cependant, ces deux
études étaient de type transversal. Un devis transversal, en plus de ne pas permettre
d’établir de relations causales entre les variables, peut aussi introduire un biais
d’information puisque les travailleurs souffrant de TMS risquent de surestimer leur
niveau d’exposition aux facteurs de risque du travail [141, 166, 182]. Ce biais peut
ainsi entraîner une surestimation des associations observées. Cependant, ces deux
études avaient la force méthodologique d’avoir utilisé une catégorisation plus
contrastante en comparant les tertiles supérieurs et inférieurs des facteurs de risque
posturaux et psychosociaux. Ceci a pu contribuer à diminuer la misclassification et
ainsi obtenir des associations plus élevées et significatives. Malheureusement, il
aurait été impossible pour nous d’effectuer une telle catégorisation dû au nombre de
cas incidents limités que nous avons obtenus.
Malgré tout, il y a lieu de se questionner sur la validité de la mesure des TMS au
cours des sept derniers jours pour quantifier la survenue des TMS après un suivi
prospectif de trois ans. En d’autres mots, est-ce que la mesure des sept derniers jours
arrive à approximer le nombre de sujets ayant eu, au cours du suivi, des TMS causés
par l’exposition aux facteurs de risque posturaux et psychosociaux? À la lumière de
nos résultats, cela nous semble maintenant très peu probable. Comme il n’existe pas
de consensus dans la littérature sur la période adéquate de mesure des TMS, d’autres
études seront nécessaires pour évaluer si une mesure des sept derniers jours est
adéquate et dans quel contexte.
Conclusion
En résumé, nous avons obtenu dans ces analyses sur la présence d’interaction entre
les facteurs de risque posturaux et psychosociaux, deux FEi faiblement positives, une
FEi nulle, huit FEi négatives, deux FEi ne pouvant être calculées et une FEi jugée
comme erronée. Aucune de ces FEi n’a été significative. Même si nos résultats,
157
157utilisant une mesure de TMS au cours des sept derniers jours, semblent plutôt
indiquer une absence d’effet d’interaction, les limites statistiques que nous avons
exposées ne nous permettent pas de nous prononcer sur la présence d’effet
d’interaction entre les facteurs de risque posturaux et psychosociaux.
158
Tableau 12. Effet des facteurs de risque posturaux et de la tension au travail sur la proportion d’incidence des TMS au cours des sept derniers jours chez les hommes – Rapport de cotes (IC à 95%)
Total Cas Modèle brut Modèle ajusté 1
Modèle ajusté
2********* FE †††i††††††
Cou-épaules Risque postural faible / Tension faible 298 18 1,00 (référence) 1,00
(référence)‡‡‡‡‡‡‡‡‡ 1,00 (référence)
Risque postural faible / Tension élevée 38 3 1,33 (0,37-4,76) 1,33 (0,37-4,73) 1,81 (0,49-6,71)
Risque postural élevé / Tension faible 151 8 0,87 (0,37-2,05) 0,89 (0,38-2,10) 0,94 (0,39-2,30)
Risque postural élevé / Tension élevée 41 3 1,23 (0,35-4,37) 1,23 (0,35-4,37) 1,52 (0,41-5,60) -0,15 (-2,21-1,91)
Bas du dos Risque postural faible / Tension faible 283 17 1,00 (référence) 1,00 (référence)║ 1,00 (référence)
Risque postural faible / Tension élevée 40 3 1,27 (0,35-4,54) 1,29 (0,36-4,62) 1,39 (0,38-5,07)
Risque postural élevé / Tension faible 146 10 1,15 (0,51-2,58) 1,16 (0,52-2,61) 1,21 (0,53-2,77)
Risque postural élevé / Tension élevée 41 3 1,24 (0,35-4,41) 1,29 (0,36-4,63) 1,32 (0,36-4,84) -0,21 (-2,24-1,82)
Membres supérieurs Risque postural faible / Tension faible 320 11 1,00 (référence) 1,00 (référence)¶ 1,00 (référence)
Risque postural faible / Tension élevée 44 0 0,00 (0,00-0,00) 0,00 (0,00-0,00) 0,00 (0,00-0,00)
Risque postural élevé / Tension faible 158 2 0,36 (0,08-1,64) 0,39 (0,08-1,78) 0,36 (0,08-1,74)
Risque postural élevé / Tension élevée 47 2 1,25 (0,27-5,82) 1,33 (0,28-6,26) 1,22 (0,24-6,12) N/ §§§
A§§§§§§
uivi.
ide.
********* Correspond au modèle ajusté 1 avec ajustement supplémentaire pour les TMS aux autres sites au début du sèle 2. ††††††††† Fraction étiologique due à l’interaction, calculée à partir du mod
’âge. ‡‡‡‡‡‡‡‡‡ Ajusté pour l║ Ajusté pour l’âge. ¶ Ajusté pour l’âge.
158
§§§§§§§§§ Le calcul de la FEi ne peut être appliqué dû à la présence d’une cellule v
159
Tableau 13. Effet des facteurs de risque posturaux et de la tension au travail sur la proportion d’incidence des TMS au cours des sept derniers jours chez les femmes – Rapport de cotes (IC à 95%)
Total Cas Modèle brut Modèle ajusté 1
Modèle ajusté **********2 FEi ††††††††††
Cou-épaules Risque postural faible / Tension faible 356 46 1,00 (référence) 1,00
(référence)‡‡‡‡‡‡‡‡‡‡
1,00 (référence)
Risque postural faible / Tension élevée 115 27 2,07 (1,22-3,52) 2,14 (1,22-3,75) 2,13 (1,18-3,84)
Risque postural élevé / Tension faible 195 37 1,58 (0,98-2,53) 1,69 (1,03-2,76) 1,60 (0,95-2,69)
Risque postural élevé / Tension élevée 55 11 1,68 (0,81-3,49) 1,72 (0,81-3,65) 1,79 (0,82-3,90) -0,53 (-1,77-0,72)
Bas du dos Risque postural faible / Tension faible 343 21 1,00 (référence) 1,00 (référence)║ 1,00 (référence)
Risque postural faible / Tension élevée 107 15 2,50 (1,24-5,04) 2,14 (1,01-4,56) 2,58 (1,14-5,80)
Risque postural élevé / Tension faible 195 18 1,56 (0,81-3,00) 1,66 (0,85-3,25) 2,18 (1,05-4,50)
Risque postural élevé / Tension élevée 62 5 1,35 (0,49-3,71) 1,07 (0,34-3,32) 1,03 (0,28-3,80) -2,65 (-7,38-2,08)
Membres supérieurs Risque postural faible / Tension faible 379 25 1,00 (référence) 1,00 (référence)¶ 1,00 (référence)
Risque postural faible / Tension élevée 113 14 2,00 (1,00-4,00) 2,23 (1,08-4,60) 2,22 (1,05-4,67)
Risque postural élevé / Tension faible 213 15 1,07 (0,55-2,08) 0,98 (0,49-1,95) 0,94 (0,46-1,90)
Risque postural élevé / Tension élevée 60 7 1,87 (0,77-4,54) 1,23 (0,44-3,43) 1,11 (0,39-3,19) -0,95 (-3,23-1,34)
uivi.
ivi.
********** Correspond au modèle ajusté 1 avec ajustement supplémentaire pour les TMS aux autres sites au début du sèle 2. †††††††††† Fraction étiologique due à l’interaction, calculée à partir du mod
su‡‡‡‡‡‡‡‡‡‡ Ajusté pour l’âge et pour la détresse psychologique à la fin du ║ Ajusté pour l’âge et le vécu d’événements stressants au début du suivi.
159
¶ Ajusté pour l’âge, la détresse psychologique, l’engagement excessif et la perception de sa santé au début du suivi.
160
160
2§§§§§§§§§§ FEi ****
Tableau 14. Effet des facteurs de risque posturaux et du déséquilibre efforts-reconnaissance au travail sur la proportion d’incidence des TMS au cours des sept derniers jours chez les hommes – Rapport de cotes (IC à 95%)
Total Cas Modèle brut Modèle ajusté 1
Modèle ajusté *******
Engagement excessif élevé
Cou-épaules
Risque postural faible / Équilibre E- R†††††††††††
(référence)‡‡‡‡‡‡‡‡‡‡‡
3,15)§§§§§§§§§§§
99 10 1,00 (référence) 1,00 1,00 (référence)
Risque postural faible / Déséquilibre E-R 41 1 0,22 (0,03-1,80) 0,22 (0,03-1,80) 0,20 (0,02-1,76)
Risque postural élevé / Équilibre E-R 46 2 0,40 (0,08-1,93) 0,36 (0,07-1,77) 0,31 (0,06-1,62)
Risque postural élevé / Déséquilibre E-R 42 3 0,68 (0,18-2,63) 0,69 (0,18-2,68) 0,74 (0,18-2,98) 1,66 (0,17-
Engagement excessif faible
Cou-épaules Risque postural faible / Équilibre E-R 162 7 1,00 (référence) 1,00 (référence)§ 1,00 (référence)
Risque postural faible / Déséquilibre E-R 34 3 2,14 (0,53-8,75) 2,04 (0,50-8,38) 2,07 (0,38-11,28)
Risque postural élevé / Équilibre E-R 83 4 1,12 (0,32-3,94) 1,13 (0,32-3,98) 1,33 (0,35-5,06)
Risque postural élevé / Déséquilibre E-R 20 2 2,46 (0,47-12,75) 2,42 (0,47-12,58) 3,02 (0,54-16,82) 0,21 (-1,43-1,84)
suivi. §§§§§§§§§§ Correspond au modèle ajusté 1 avec ajustement supplémentaire pour les TMS aux autres sites au début du
dèle 2. *********** Fraction étiologique due à l’interaction, calculée à partir du mosance. ††††††††††† Efforts-reconnais
l’âge. ‡‡‡‡‡‡‡‡‡‡‡ Ajusté pour§§§§§§§§§§§ Le calcul de la FEi qui découle de ces associations semble erroné puisque l’équation a été conceptualisée pour mesurer une proportion de cas engendrée par des facteurs de risque de la maladie et non par des facteurs de prévention [153].
161
Tableau 14. Effet des facteurs de risque posturaux et du déséquilibre efforts-reconnaissance au travail sur la proportion d’incidence des TMS au cours des sept derniers jours chez les hommes – Rapport de cotes (IC à 95%) (suite)
Total Cas Modèle brut Modèle ajusté 1 Modèle ajusté
2
FEi************
††††††††††††
Bas du dos Risque postural faible / Équilibre E-R‡‡‡‡‡‡‡‡‡‡‡‡
N/A §§§§§
252 16 1,00 (référence) 1,00 (référence)║ 1,00 (référence)
Risque postural faible / Déséquilibre E-R 71 4 0,88 (0,28-2,72) 0,83 (0,27-2,58) 0,92 (0,29-2,93)
Risque postural élevé / Équilibre E-R 130 10 1,23 (0,54-2,79) 1,23 (0,54-2,80) 1,31 (0,57-3,03)
Risque postural élevé / Déséquilibre E-R 57 3 0,82 (0,23-2,91) 0,82 (0,23-2,93) 0,83 (0,23-3,01) -0,48 (-2,87-1,91)
Membres supérieurs Risque postural faible / Équilibre E-R 276 11 1,00 (référence) 1,00 (référence)¶ 1,00 (référence)
Risque postural faible / Déséquilibre E-R 88 0 0,00 (0,00-0,00) 0,00 (0,00-0,00) 0,00 (0,00-0,00)
Risque postural élevé / Équilibre E-R 137 1 0,18 (0,02-1,39) 0,19 (0,02-1,53) 0,17 (0,02-1,42)
Risque postural élevé / Déséquilibre E-R 68 3 1,11 (0,30-4,10) 1,14 (0,31-4,23) 1,16 (0,30-4,50) §§§§§§§
suivi.
le vide.
************ Correspond au modèle ajusté 1 avec ajustement supplémentaire pour les TMS aux autres sites au début duodèle 2. †††††††††††† Fraction étiologique due à l’interaction, calculée à partir du m
ssance. ‡‡‡‡‡‡‡‡‡‡‡‡ Efforts-reconnai║ Ajusté pour l’âge. ¶ Ajusté pour l’âge.
161
§§§§§§§§§§§§ Le calcul de la FEi ne peut être appliqué dû à la présence d’une cellu
162
Tableau 15. Effet des facteurs de risque posturaux et du déséquilibre efforts-reconnaissance au travail sur la proportion d’incidence des TMS au cours des sept derniers jours chez les femmes – Rapport de cotes (IC à 95%)
Total Cas Modèle brut Modèle ajusté 1
Modèle ajusté
2************* FEi†††††††††††††
Engagement excessif élevé
Cou-épaules Risque postural faible / Équilibre E-
R‡‡‡‡‡‡‡‡‡‡‡‡‡ (référence)§§§§§§§§§§§§§
145 21 1,00 (référence) 1,00 1,00 (référence)
Risque postural faible / Déséquilibre E-R 97 23 1,84 (0,95-3,54) 1,55 (0,78-3,11) 1,55 (0,74-3,24)
Risque postural élevé / Équilibre E-R 76 19 1,97 (0,98-3,95) 2,05 (0,99-4,23) 2,13 (0,97-4,68)
Risque postural élevé / Déséquilibre E-R 41 15 3,41 (1,55-7,48) 2,84 (1,24-6,48) 3,06 (1,28-7,29) 0,12 (-0,66-0,91)
Engagement excessif faible
Cou-épaules
Risque postural faible / Équilibre E-R 188 22 1,00 (référence) 1,00
(référence)**************
1,00 (référence)
Risque postural faible / Déséquilibre E-R 40 7 1,60 (0,63-4,05) 0,98 (0,34-2,78) 0,90 (0,29-2,84)
Risque postural élevé / Équilibre E-R 105 13 1,07 (0,51-2,22) 1,07 (0,50-2,26) 0,99 (0,45-2,18)
Risque postural élevé / Déséquilibre E-R 24 1 0,33 (0,04-2,55) 0,29 (0,04-2,33) 0,23 (0,03-1,90) -2,87 (-12,35-6,62)
u suivi.
u suivi. u suivi.
************* Correspond au modèle ajusté 1 avec ajustement supplémentaire pour les TMS aux autres sites au début dodèle 2. ††††††††††††† Fraction étiologique due à l’interaction, calculée à partir du m
issance. ‡‡‡‡‡‡‡‡‡‡‡‡‡ Efforts-reconna§§§§§§§§§§§§§ Ajusté pour l’âge, la détresse psychologique et la perception de sa santé à la fin d
162
************** Ajusté pour l’âge, la détresse psychologique au début du suivi et la perception de sa santé à la fin d
163
Tableau 15. Effet des facteurs de risque posturaux et du déséquilibre efforts-reconnaissance au travail sur la proportion d’incidence des TMS durant les sept derniers jours chez les femmes – Rapport de cotes (IC à 95%) (suite)
T al C s Modèl brut Modèle justé 1 F †ot a e a
Modèle ajusté 2*
Ei
Bas du dos Risque postural faible / Équilibre E-R‡ 323 26 1,00 (référence) 1,00 (référence)║ 1,00 (référence)
Risque postural faible / Déséquilibre E-R 127 10 0,98 (0,46-2,09) 0,66 (0,29-1,51) 0,57 (0,23-1,45)
Risque postural élevé / Équilibre E-R 1,21 (0,64-2,27) 1,26 (0,66-2,41) 1,52 (0,76-3,02)
R -1,06 (-4 6-1,95)
Mem
Risque postural élevé / Équilibre E-R 198 13 0,95 (0,47-1,90) 0,80 (0,38-1,68) 0,76 (0,35-1,64)
Risque postural élevé / Déséquilibre E-R 74 9 1,87 (0,84-4,19) 1,23 (0,51-2,97) 1,11 (0,45-2,72) 0,06 (-1,07-1,25)
188 18
Risque postural élevé / Déséquilibre E- 68 5 0,91 (0,34-2,45) 0,56 (0,18-1,74) 0,53 (0,16-1,79) ,0
bres supérieurs Risque postural faible / Équilibre E-R 363 25 1,00 (référence) 1,00 (référence)¶ 1,00 (référence)
Risque postural faible / Déséquilibre E-R 129 14 1,65 (0,83-3,27) 1,26 (0,61-2,60) 1,28 (0,60-2,72)
* Correspond au modèle ajusté 1 avec ajustement supplémentaire pour les TMS aux autres sites au début du suivi. † Fraction étiologique due à l’interaction, calculée à partir du modèle 2. ‡ Efforts-reconnaissance. ║ Ajusté pour l’âge, la détresse psychologique et la perception de sa santé à la fin du suivi et l’indice de masse corporelle au début du suivi.
163
¶ Ajusté pour l’âge, la détresse psychologique et la perception de sa santé à la fin du suivi et l’indice de masse corporelle au début du suivi.