No 82-003-X au catalogue Rapports sur la santé2 Rapports sur la santé, vol. 20, nº 1, mars 2009...

StatistiqueCanada

StatisticsCanada

No 82-003-X au catalogue

Rapports

Volume 20, numéro 1

sur la santé

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Mars 2009

Nº 82-003-XPF au catalogue, vol. 20, nº 1ISSN 1492-7128

Nº 82-003-XIF au catalogue, vol. 20, nº 1ISSN 1209-1375

Périodicité : trimestrielle

Ottawa

Note de reconnaissance

Le succès du système statistique du Canada repose sur un partenariat bien établi entre Statistique Canada et la population, les entreprises, les administrations canadiennes et les autres organismes. Sans cette collaboration et cette bonne volonté, il serait impossible de produire des statistiques précises et actuelles.

Nº 82-003-XPF au catalogue • Volume 20 Numéro 1

Une revue canadienne à contenu évalué par les pairs consacrée àla recherche sur la santé des populations et les ser vices de santé

RapportsRapports sur lasur la santésanté

2 Rapports sur la santé, vol. 20, nº 1, mars 2009 • Statistique Canada, nº 82-003-XPF au catalogue

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Rédactrice en chefChristine Wright

Rédactrice principaleMary Sue Devereaux

Rédactrice adjointeAnne Marie Baxter

Gestionnaire de la productionRobert Pellarin

Services de créativité conceptuelleRasha Bradic

AdministrationAmber Doy-Yat

Rédacteurs associésDavid BuckeridgeUniversité McGill Elizabeth LinInstitut psychiatrique Clarke

Doug ManuelInstitut de recherche en santé d’Ottawaet Statistique Canada

Nazeem MuhajarineUniversité de la Saskatchewan

Georgia RobertsStatistique Canada

Geoff RoweStatistique Canada

Michelle SimardStatistique Canada

Version électronique : On peut se procurer gratuitement Rapports sur la santé en format PDF ou HTML. Le plus récent numéro se trouve à l’adresse ci-dessus. Pour consulter les numéros antérieurs, cliquer sur « Autres parutions dans la série » dans la barre de gauche.

À la recherche d’auteurs : Nous invitons les chercheurs de l’administration publique ou du milieu universitaire à nous soumettre des articles pour publication. Il peut s’agir d’articles de recherche en bonne et due forme; de courts exposés narratifs pour la « Santé en bref »; ou de textes sur un volet technique des analyses découlant d’enquêtes complexes sur la santé ou de bases de données administratives pour le « Coup d’œil méthodologique ». Les auteurs intéressés ont accès à des lignes directrices détaillées en tapant www.statcan.gc.ca/rapportssurlasante.

Also available in English: Health Reports, Catalogue No. 82-003-X

Statistique Canada, nº 82-003-XPF au catalogue • Rapports sur la santé, vol. 20, nº 1, mars 2008 3

À propos de Rapports sur la santéRapports sur la santé

Rapports sur la santé fait découvrir des travaux de recherche sur diff érents sujets rattachés à la santé

des populations et aux services de santé. Chercheurs, décideurs et non-initiés y trouveront un éventail de données analytiques provenant d’enquêtes nationales et provinciales et de bases de données administratives, ainsi que les résultats de travaux comparatifs de recherche en santé à l’échelle internationale. Rapports sur la santé permet la mise en commun de renseignements méthodologiques, à l’intention des utilisateurs d’enquêtes sur la santé ou de bases de données administratives. La revue est produite par la Division de l’information et de la recherche sur la santé de Statistique Canada. Elle est mise en ligne chaque mois et paraît chaque trimestre en version imprimée. Les articles sont indexés dans Index Medicus et MEDLINE.

Pour s’informer des Rapports sur la santé, contacter la rédactrice en chef, Division de l’information et de la recherche sur la santé, Statistique Canada, immeubleR.-H.-Coats, 24e étage, Ottawa (Ontario) Canada K1A0T6.Téléphone : 613-951-1765 Télécopieur : 613-951-3959Courriel : [email protected]

Comité de rédactionNancy Ross, rédactrice scientifi queUniversité McGill et Statistique Canada

Bill AvisonUniversité de Western Ontario Adam Baxter-JonesUniversité de la Saskatchewan Lise DuboisUniversité d’Ottawa James DunnUniversité de Toronto et le Centre for Research on Inner City Health

Bob EvansUniversité de la Colombie-Britannique David FeenyKaiser Permanente

Rick GlazierInstitut de recherche en services de santé et Université de Toronto Judy GuernseyUniversité de Dalhousie Glenn IrwinSanté Canada Howard MorrisonAgence de la santé publique du Canada

Cameron MustardInstitut de recherche sur le travail et la santé, Université de Toronto

Tom NoseworthyUniversité de Calgary

Patricia O’CampoUniversité de Toronto et le Centre for Research on Inner City Health

Jennifer O’LoughlinUniversité de Montréal

Indra PulcinsInstitut canadien d’information sur la santé

Paul VeugelersUniversité de l’Alberta

Michael WolfsonStatistique Canada

4 Rapports sur la santé, vol. 20, nº 1, mars 2009 • Statistique Canada, nº 82-003-XPF au catalogue

Dans ce numéroDans ce numéroTravaux de recherche

La prévalence du cancer dans la population canadienne ............................................................... 7par Larry F. Ellison et Kathryn WilkinsLes cancers les plus prévalents au 1er janvier 2005 étaient le cancer du sein, le cancer de la prostate et le cancer colorectal, représentant ensemble un peu plus de la moitié de tous les cas.

Revenu et détresse psychologique : le rôle de l’environnement social ............................................21par Heather M. Orpana, Louise Lemyre et Ronald GravelLe faible revenu constitue un important facteur de risque de détresse psychologique. Une part de l’accroissement du risque est attribuable aux facteurs de stress.

Histoire naturelle de la qualité de vie liée à la santé : une étude de cohorte de dix ans ..............................31par Heather M. Orpana, Nancy Ross, David Feeny, Bentson McFarland, Julie Bernier et Mark KaplanChez les adultes âgés de 40 ans et plus en 1994-1995 faisant partie d’un échantillon représentatif de la population nationale, la qualité de vie liée à la santé demeure généralement stable jusqu’à l’âge de 70 ans environ, puis elle commence à diminuer.

Santé en bref Consommation de médicaments chez les Canadiens

âgés .........................................................................39par Pamela L. Ramage-MorinPlus de la moitié (53 %) des personnes âgées vivant en établissement et 13 % de celles vivant dans des ménages privés prennent cinq médicaments différents ou plus en même temps.

Statistique Canada, nº 82-003-XPF au catalogue • Rapports sur la santé, vol. 20, nº 1, mars 2008 5

Coup d’œil méthodologique Évaluation de la couverture des données de

l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes couplées aux dossiers de malades hospitalisés .............................................................49par Michelle RotermannLe taux de couverture découlant du couplage des données du cycle 1.1 de l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes et de celles de la base de données de l’Information-santé orientée vers la personne est élevé, dépassant souvent les 90 %, bien qu’il soit plus faible dans le cas de certains participants à l’enquête, notamment les personnes âgées.

Combiner les cycles de l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes ...................................59par Steven Th omas et Brenda WannellDeux méthodes peuvent être utilisées pour combiner les cycles de l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes : la méthode individuelle et la méthode groupée.

Statistique Canada, no 82-003-XPF au catalogue • Rapports sur la santé, vol. 20, no 1, mars 2009 7La prévalence du cancer dans la population canadienne • Travaux de recherche

La prévalence du cancer dans lapopulation canadiennepar Larry F. Ellison et Kathryn Wilkins

La prévalence du cancer peut se définircomme le nombre de cas de cancerdéjà diagnostiqués dans une populationdonnée, parmi les personnes en vieà une date précise (date indice). Laprévalence totale s’entend des casprévalents diagnostiqués à n’importequel moment dans le passé, tandis quela prévalence de durée limitée s’entenddes cas prévalents diagnostiqués aucours d’un nombre d’années donné.

L’établissement de catégoriesd’estimation de la prévalence du cancerselon le temps écoulé depuis lediagnostic permet d’obtenir des

indications plus précises des besoinsde soins de santé3. Les cas diagnostiquésau cours des dix dernières annéesreprésentent la principale demandede services de soins liés au cancer;plus précisément, différents servicesde soins de santé sont requis pour lescas diagnostiqués il y a deux ans oumoins, entre deux et cinq ans et entrecinq et dix ans2,3. Les données surla prévalence selon le type de cancersont utiles également aux fins de laplanification de l’affectation desressources au traitement, aux soinset au suivi, puisque la gestion du cancerdiffère selon le type de cancer.

Les données sur la prévalence du cancer dans une population sont importantes pour

la planification des soins de santé. Lespersonnes chez lesquelles on a diagnostiqué uncancer ont besoin de traitement, de surveillancepour détecter toute récidive et de tests dedépistage d’autres formes de cancer. En outre,elles courent le risque d’incapacité ou dehandicap permanent1. Les données sur laprévalence du cancer fournissent une indicationglobale de la demande de services sociaux et desoins de santé liés au cancer et peuvent êtreutilisées pour planifier l’affectation de cesressources à l’avenir1,2.

RésuméContexteLe nombre croissant de diagnostics de cancerainsi que la hausse des taux de survie ontentraîné des augmentations de la prévalence ducancer au Canada. Le présent article fournit desestimations plus précises et plus détaillées dela prévalence du cancer que celles qui étaientdisponibles auparavant.Données et méthodesÀ partir des données sur l’incidence du cancerprovenant du Registre canadien du cancercouplées aux données sur la mortalité tirées dela Statistique de l’état civil — Base de donnéessur les décès, on a calculé des estimationsdirectes de la prévalence du cancer au 1er

janvier 2005 pour de nombreux cancers selon letemps écoulé depuis le diagnostic, l’âge et lesexe.RésultatsLes chiffres de prévalence du cancer sur deuxans, cinq ans et dix ans étaient 217 089 (675par 100 000 habitants), 454 149 (1 412 par100 000 habitants) et 722 833 (2 248 par100 000 habitants), respectivement. Lescancers les plus prévalents étaient le cancer dusein (20,6 % des cas prévalents sur dix ans), lecancer de la prostate (18,7 %) et le cancer ducôlon et du rectum (12,9 %), représentantensemble un peu plus de la moitié de tous lescas. Les taux de prévalence pour tous types decancer confondus ont fortement augmenté avecl’âge, atteignant un sommet entre 80 et 84 ans;les taux étaient plus élevés chez les femmesque chez les hommes avant 60 ans, et plusélevés chez les hommes par la suite.InterprétationLes données sur la prévalence totalisées selon letype de cancer, l’âge et le temps écoulé depuis lediagnostic fournissent des renseignementsimportants sur la demande de soins de santé et deservices sociaux liés au cancer.

Mots-clésMéthodes épidémiologiques, néoplasmes,registres, surveillance.

AuteursLarry F. Ellison (613-951-5244;[email protected]) travaille à laDivision de la statistique de la santé, etKathryn Wilkins (613-951-1769;[email protected]) travaille à laDivision de l’information et de la recherchesur la santé à Statistique Canada, Ottawa,ON K1A 0T6.

8 Rapports sur la santé, vol. 20, no 1, mars 2009 • Statistique Canada, no 82-003-XPF au catalogueLa prévalence du cancer dans la population canadienne • Travaux de recherche

Méthodes

Source des donnéesLes données sur l’incidence du cancersont extraites de la version dejanvier 2008 du Registre canadien ducancer (RCC), une base de donnéesdynamique, orientée vers la personneet représentative de la population, tenueà jour par Statistique Canada. Le RRCcontient des données sur les cas decancer diagnostiqués depuis 1992, tiréesdes rapports de tous les registresprovinciaux et territoriaux du cancer.Une description détaillée du RCC, ycompris les sources de données, laméthodologie et l’exactitude, estdisponible dans le site Web de StatistiqueCanada11. Les données sur la mortalitéproviennent de la Statistique de l’étatcivil — Base de données sur les décès,également tenue à jour par StatistiqueCanada. Ces données sont fondées surles renseignements transmis par lesregistraires de l’état civil provinciauxet territoriaux. Les estimationsdémographiques sont tirées de lapublication de Statistique Canadaintitulée Compendium des estimationsdémographiques 200712.

Techniques d’analyseUn fichier contenant les enregistrementsdes cas de cancer invasif et des casde cancer in situ de la vessie (cesderniers sont déclarés pour chaqueprovince et territoire sauf l’Ontario)a été créé selon les règles de codagedes tumeurs primaires multiples duCentre international de recherche surle cancer13. Les cas de cancer ont étéclassés selon la Classificationinternationale des maladies pourl’oncologie, Troisième édition14 etgroupés selon les définitions des groupesdu Surveillance, Epidemiology, andEnd Results (SEER) Program, lemésothélome et le sarcome de Kaposiétant présentés séparément15.

Le suivi de la mortalité a été réaliséjusqu’au 31 décembre 2004 parcouplage des enregistrements à la Basede données sur les décès et d’aprèsles renseignements déclarés par les

registres provinciaux et territoriauxdu cancer. En cas de décès déclaré parun registre provincial mais non confirmépar couplage d’enregistrements, on asupposé que la personne était décédéeà la date indiquée par le registredéclarant. Lorsque la date de décèsmanquait complètement (n=77), on asupposé que le décès avait eu lieu aprèsla date indice (1er janvier 2005).

On peut calculer la prévalence demanière à estimer le nombre depersonnes atteintes du cancer à unedate donnée (prévalence fondée surla personne) ou le nombre total decas de cancer diagnostiqués chez lespersonnes en vie à cette date (prévalencefondée sur la tumeur). La deuxièmeméthode comprend tous les cancersadmissibles pour la période de référence,qu’il s’agisse de premières tumeursprimaires ou de tumeurs primairessubséquentes. La prévalence fondéesur la tumeur donne une meilleureidée de la demande de soins de santé,puisque les cancers multiples chez unepersonne sont généralement traitésindépendamment les uns des autres1.Par conséquent, le présent rapport porteplus particulièrement sur la prévalencefondée sur la tumeur. Par soucid’exhaustivité, toutefois, des estimationsde la prévalence fondée sur la personnesont fournies aux tableaux A et B enannexe.

La prévalence a été déterminéedirectement par la méthode ducomptage16,17. Toutes les tumeursprimaires invasives (y compris les casde cancer in situ de la vessie) chezles personnes en vie le 1er janvier 2005qui avaient été diagnostiquées au coursde la période de référence ont étécomptées. On a estimé la prévalencesur deux ans en comptant le nombrede tumeurs primaires invasivesdiagnostiquées du 1er janvier 2003 au31 décembre 2004 chez les personnesencore en vie le 1er janvier 2005. Demême, les estimations de la prévalencesur cinq ans et dix ans étaient fondéessur les cas diagnostiqués depuis 2000et 1995, respectivement.

La prévalence du cancer est fonctionde l’incidence de la maladie ainsi quede la survie au cancer. Au Canada,le nombre de nouveaux casdiagnostiqués continue d’augmenter4

et le taux de survie augmenteégalement5-8. Il en résulte uneaugmentation du nombre de personnesatteintes du cancer, ce qui entraîneune demande croissante de servicesde soins de santé.

Depuis 2003, la monographieannuelle Statistiques canadiennes surle cancer fournit des estimationsindirectes de la prévalence sur 15 ansdes principaux cancers (du sein chezla femme, de la prostate, du côlon etdu rectum et du poumon), et de tousles types de cancer confondus9. Lesestimations pour le Canada ont étéobtenues en appliquant les taux desurvie observés tirés des données duRegistre du cancer de laSaskatchewan — plus récemment, descas diagnostiqués de 1986 à 2001, avecun suivi jusqu’à la fin de 200210 —aux données nationales sur l’incidencedu cancer. Étant donné que le Registrecanadien du cancer (RCC) existe depuislongtemps (il contient desrenseignements sur les cas diagnostiquésà compter de 1992), il est maintenantpossible d’établir des estimationscanadiennes de la prévalencedirectement à partir des renseignementsindividuels sur le statut vital. En outre,il est possible de satisfaire à la demandede chiffres sur la prévalence selon letemps écoulé depuis le diagnostic, selonl’âge et pour des cancers autres queles cancers principaux.

En s’appuyant sur les données duRCC, le présent rapport fournit desestimations de la prévalence du cancerau Canada au 1er janvier 2005. Lesestimations nationales ont été calculéesdirectement pour tous les cas sauf ceuxdiagnostiqués dans la province duQuébec, pour lesquels il a été nécessaired’employer une méthode indirecte. Lesrésultats ont été calculés selon le typede cancer, le groupe d’âge, le sexeet le temps écoulé depuis le diagnostic(c’est-à-dire, la prévalence sur deux,cinq et dix ans).


Étant donné les problèmes liés àla détermination du statut vital descas diagnostiqués au Québec, lesdonnées sur la prévalence pour cetteprovince ont été déterminéesindirectement. On a utilisé la probabilitéde survie jusqu’à la date indice pourattribuer de façon aléatoire le statutvital de chaque nouveau cas au Québec.On a déterminé les probabilités desurvie d’après la proportioncorrespondante de cas de survie calculéepour le reste du Canada, stratifiée surle groupe d’âge (0 à 39 ans, 40 à 49 ans,50 à 59 ans, 60 à 69 ans, 70 à 79 anset 80 ans et plus), le sexe, le type decancer et le mois du diagnostic. Ona calculé les estimations mensuellesde la survie au moyen de dix analysesdistinctes, une pour chaque année desuivi, par la méthode (actuarielle) destables de survie. Chaque analyse était

fondée sur les cas diagnostiqués aucours d’une période de quatre anscouvrant l’année la plus pertinente(p. ex., 1995 pour les mois de la dixièmeannée de survie) et les trois annéesprécédentes. Pour les cancers pourlesquels on disposait de donnéessuffisantes, c.-à-d. côlon, rectum,poumon et bronche, mélanome de lapeau, cancer du sein chez la femme,col utérin, prostate, vessie et autres,le plus vieux groupe d’âge a été subdiviséen trois groupes, soit les 80 à 84 ans,les 85 à 89 ans et les 90 ans et plus.

Les estimations de la prévalenceselon l’âge ont été calculées d’aprèsl’âge de la personne au 1er janvier 2005dans chaque cas. L’année de naissanceétait manquante pour 105 cas. Étantdonné que l’exclusion de ces cas del’analyse aurait produit unesous-estimation de la prévalence, on

a imputé de façon aléatoire le grouped’âge atteint d’après la répartition dugroupe d’âge selon le sexe des casprévalents en Ontario (où pratiquementtous les 105 cas en question ont étédiagnostiqués). Étant donné lepourcentage relativement élevé descas de cancer de la prostate (25 %)chez les personnes dont l’âge étaitinconnu, et le caractère unique de larépartition par âge des cas de ce typede cancer, on a utilisé deux répartitionsdu groupe d’âge atteint aux finsd’imputation pour les hommes, un pourles cas de cancer de la prostate et l’autrepour tous les autres cancers confondus.On a calculé les taux de prévalencebruts (par 100 000 habitants) en divisantles chiffres sur la prévalence par lapopulation appropriée le 1er janvier 2005et en multipliant par 100 000. Lesestimations démographiques pour cette

Tableau 1Nombre de cas prévalents, selon la prévalence-durée, le type de cancer et le sexe, Canada, 1er janvier 2005

Prévalence-durée

Deux ans Cinq ans Dix ans

Les deux Les deux Les deuxCancer sexes Hommes Femmes sexes Hommes Femmes sexes Hommes Femmes

Tous les cancers 217 089 110 595 106 494 454 149 228 318 225 831 722 833 353 508 369 325Cavité buccale et pharynx 5 198 3 524 1 674 10 819 7 235 3 584 17 383 11 648 5 735Œsophage 1 215 900 315 1 767 1 319 448 2 266 1 644 622Estomac 2 890 1 911 979 4 791 3 056 1 735 6 875 4 229 2 646Côlon et rectum 29 554 16 048 13 506 60 700 32 736 27 964 93 489 49 603 43 886 Côlon à l’exclusion du rectum 19 438 9 838 9 600 40 005 20 070 19 935 62 123 30 781 31 342 Rectum et rectosigmoïde 10 116 6 210 3 906 20 695 12 666 8 029 31 366 18 822 12 544Anus 864 380 484 1 742 734 1 008 2 671 1 108 1 563Foie 942 712 230 1 553 1 178 375 1 967 1 473 494Pancréas 1 825 883 942 2 444 1 197 1 247 3 037 1 464 1 573Larynx 1 861 1 521 340 3 908 3 215 693 6 701 5 479 1 222Poumon et bronche 17 620 9 189 8 431 27 642 14 122 13 520 37 168 19 052 18 116Tissus mous 1 442 793 649 3 001 1 645 1 356 4 891 2 623 2 268Mélanome de la peau 7 722 4 078 3 644 17 459 8 961 8 498 29 602 14 697 14 905Sein 37 391 306 37 085 86 552 598 85 954 148 542 947 147 595Col utérin 2 346 … 2 346 5 433 … 5 433 9 995 … 9 995Corps utérin 6 894 … 6 894 15 373 … 15 373 26 467 … 26 467Ovaire 3 282 … 3 282 6 265 … 6 265 9 355 … 9 355Prostate 37 583 37 583 … 85 956 85 956 … 135 065 135 065 …Testicules 1 557 1 557 … 3 817 3 817 … 7 091 7 091 …Vessie (y compris in situ) 10 532 7 946 2 586 21 887 16 448 5 439 35 807 26 625 9 182Rein et bassinet du rein 6 045 3 624 2 421 12 838 7 670 5 168 20 553 12 205 8 348Cerveau 2 121 1 229 892 3 841 2 175 1 666 6 015 3 355 2 660Thyroïde 6 001 1 220 4 781 13 091 2 804 10 287 20 529 4 430 16 099Lymphome hodgkinien 1 618 883 735 3 751 2 079 1 672 6 906 3 806 3 100Lymphome non hodgkinien 9 253 4 930 4 323 18 991 10 015 8 976 29 619 15 316 14 303Myélome multiple 2 537 1 362 1 175 4 564 2 428 2 136 5 902 3 126 2 776Leucémie 5 794 3 426 2 368 11 511 6 720 4 791 17 684 10 170 7 514Autre, inconnu 13 002 6 590 6 412 24 453 12 210 12 243 37 253 18 352 18 901

… n’ayant pas lieu de figurerSource : Registre canadien du cancer, Statistique Canada et registres provinciaux et territoriaux du cancer.


date ont été obtenues en faisant lamoyenne des estimations de lapopulation du milieu de l’année 2004et de l’année 2005.

On a déterminé les tendances destaux de prévalence des divers groupesd’âge au moyen de la fonction variationannuelle moyenne en pourcentage(AAPC pour Average Annual PercentChange) du Joinpoint RegressionProgram (v 3.3) diffusé par leprogramme SEER du National CancerInstitute aux États-Unis18. Des testsde signification statistique ont été menésdans lesquels alpha=0,05.

RésultatsChez les personnes en vie au Canadale 1er janvier 2005, environ 722 833 casde tumeur primaire invasive (ou 2 248

par 100 000 habitants) ont étédiagnostiqués de 1995 à la fin de 2004(tableaux 1 et 2). (Le tableau Cen annexe présente les résultatsnormalisés selon l’âge.) Les chiffresde prévalence sur cinq ans et deuxans étaient 454 149 cas (ou 1 412 par100 000 habitants) et 217 089 cas(ou 675 par 100 000 habitants),respectivement. Pour tous les cancerset les âges confondus, les cas prévalentsétaient presque également répartis entreles sexes pour chaque période. Lepourcentage de cas chez les hommesallait de 48,9 % (période de dix ans)à 50,9 % (période de deux ans).

Le cancer du sein (20,5 %) et lecancer de la prostate (18,7 %)représentaient près de 40 % des casprévalents de cancer sur dix ans(tableau 1, figure 1). Venait ensuite

le cancer du côlon et du rectum (12,9 %),suivi du cancer du poumon (5,1 %),du cancer de la vessie (5,0 %), dulymphome non hodgkinien (4,1 %)et du mélanome de la peau (4,1 %).La proportion relative du cancer dusein et du cancer de la prostate étaitplus petite pour les périodes deprévalence plus courtes, l’un et l’autretype de cancer représentant environ17 % des cas prévalents sur la périodede deux ans. Une tendance inverses’observe dans le cas du cancer dupoumon : la proportion relative de cetype de cancer augmente lorsque lapériode de prévalence est plus courte(6,1 % pour la période de cinq ans;8,1 % pour la période de deux ans).

Chez les hommes, le cancer de laprostate représentait la plus grandepart des cas prévalents sur dix ans

Tableau 2Taux de prévalence (pour 100 000 habitants), selon la prévalence-durée, le type de cancer et le sexe, Canada, 1er janvier 2005

Prévalence-durée



Tous les cancers 675,2 694,5 656,2 1 412,4 1 433,7 1 391,6 2 248,1 2 219,8 2 275,8Cavité buccale et pharynx 16,2 22,1 10,3 33,6 45,4 22,1 54,1 73,1 35,3Œsophage 3,8 5,7 1,9 5,5 8,3 2,8 7,0 10,3 3,8Estomac 9,0 12,0 6,0 14,9 19,2 10,7 21,4 26,6 16,3Côlon et rectum 91,9 100,8 83,2 188,8 205,6 172,3 290,8 311,5 270,4 Côlon à l’exclusion du rectum 60,5 61,8 59,2 124,4 126,0 122,8 193,2 193,3 193,1 Rectum et rectosigmoïde 31,5 39,0 24,1 64,4 79,5 49,5 97,6 118,2 77,3Anus 2,7 2,4 3,0 5,4 4,6 6,2 8,3 7,0 9,6Foie 2,9 4,5 1,4 4,8 7,4 2,3 6,1 9,2 3,0Pancréas 5,7 5,5 5,8 7,6 7,5 7,7 9,4 9,2 9,7Larynx 5,8 9,6 2,1 12,2 20,2 4,3 20,8 34,4 7,5Poumon et bronche 54,8 57,7 52,0 86,0 88,7 83,3 115,6 119,6 111,6Tissus mous 4,5 5,0 4,0 9,3 10,3 8,4 15,2 16,5 14,0Mélanome de la peau 24,0 25,6 22,5 54,3 56,3 52,4 92,1 92,3 91,8Sein 116,3 1,9 228,5 269,2 3,8 529,7 462,0 5,9 909,5Col utérin … … 14,5 … … 33,5 … … 61,6Corps utérin … … 42,5 … … 94,7 … … 163,1Ovaire … … 20,2 … … 38,6 … … 57,6Prostate … 236,0 … … 539,7 … … 848,1 …Testicules … 9,8 … … 24,0 … … 44,5 …Vessie (y compris in situ) 32,8 49,9 15,9 68,1 103,3 33,5 111,4 167,2 56,6Rein et bassinet du rein 18,8 22,8 14,9 39,9 48,2 31,8 63,9 76,6 51,4Cerveau 6,6 7,7 5,5 11,9 13,7 10,3 18,7 21,1 16,4Thyroïde 18,7 7,7 29,5 40,7 17,6 63,4 63,8 27,8 99,2Lymphome hodgkinien 5,0 5,5 4,5 11,7 13,1 10,3 21,5 23,9 19,1Lymphome non hodgkinien 28,8 31,0 26,6 59,1 62,9 55,3 92,1 96,2 88,1Myélome multiple 7,9 8,6 7,2 14,2 15,2 13,2 18,4 19,6 17,1Leucémie 18,0 21,5 14,6 35,8 42,2 29,5 55,0 63,9 46,3Autre, inconnu 40,4 41,4 39,5 76,1 76,7 75,4 115,9 115,2 116,5

… n’ayant pas lieu de figurerNota : Les taux de prévalence ont été déterminés au moyen d’une analyse fondée sur la tumeur.Source : Registre canadien du cancer, Statistique Canada et registres provinciaux et territoriaux du cancer.


(38,2 %), suivi du cancer du côlonet du rectum (14,0 %), du cancer dela vessie (7,5 %) et du cancer du poumon(5,4 %) (figure 2). Les cancerscorrespondants les plus prévalents chezles femmes étaient les cancers du sein(40,0 %), du côlon et du rectum(11,9 %), du col utérin (7,2 %) et dupoumon (4,9 %).

L’augmentation du taux de prévalencedu cancer avec l’âge est frappante.Toutefois, les deux sexes affichent desprofils d’augmentation différents(figure 3). Chez les femmes, laprévalence sur cinq ans est supérieureà celle chez les hommes jusqu’à presquel’âge de 60 ans. Par la suite,principalement en raison d’une forteaugmentation des cas de cancer dela prostate, les proportions s’inversentet la prévalence augmente beaucoupplus rapidement chez les hommes quechez les femmes. Les taux de prévalence(par 100 000 habitants) atteignent unsommet dans le groupe des 80 à 84 anstant chez les hommes (9 170) que chezles femmes (5 179) et diminuent dansles groupes d’âge les plus avancés pourse situer à peu près au niveau atteint

Figure 2Répartition des cas prévalents de cancer sur dix ans, selon le sexe et le type de cancer, 1er janvier 2005

Tous les autres, inconnus

17 %

Prostate 39 % Côlon et rectum

14 %

Leucémie 3 %

Cavité buccale et pharynx

3 %Rein et

bassinet du rein 3 %

Mélanome de la peau

4 %

Lymphome non hodgkinien

4 %

Poumon et bronche

5 %

Vessie (y compris in situ )

8 %

Hommes

Source : Registre canadien du cancer, Statistique Canada et registres provinciaux et territoriaux du cancer.

Tous les autres, inconnus

19 %

Sein 39 %

Côlon et rectum 12 %

Col utérin 3 %

Ovaire 3 % Lymphome non

hodgkinien 4 %


4 %

Thyroïde 4 %

Poumon et bronche

5 %

Corps utérin 7 %

Femmes

Sein

Prostate

Côlon et rectum

Poumon et bronche

Vessie (y compris in situ)

Lymphome non hodgkinien


Corps utérin

Rein et bassinet du rein

Thyroïde

0 20,000 40,000 60,000 80,000 100,000 120,000 140,000 160,000Nombre de cas prévalents

0 à 2 ansPlus de 2 ans, jusqu’à 5 ansPlus de 5 ans, jusqu’à 10 ans

20 000 40 000 60 000 80 000 100 000 120 000 140 000 160 000

Vessie (y compris in situ)

Figure 1Nombre de cas prévalents des dix principaux cancers, selon la prévalence-durée,Canada, 1er janvier 2005


,

,


étudiés, sauf le cancer testiculaire chezles hommes, le cancer du col de l’utéruset de la thyroïde chez les femmes, etle lymphome hodgkinien ainsi que le

Une augmentation statistiquementsignificative avec l’âge des taux deprévalence sur cinq ans selon le sexes’observe pour tous les types de cancer

dans le groupe des 70 à 74 ans. Leprofil est similaire dans le cas des tauxde prévalence sur deux ans et sur dix ans(données non présentées).

Tableau 3Taux de prévalence (pour 100 000 habitants) sur cinq ans fondés sur l’âge pour tous types de cancer confondus, selon lesexe, Canada, 1er janvier 2005

Groupe d’âge

Cancer Tous les âges 29 à 39 ans 40 à 49 ans 50 à 59 ans 60 à 69 ans 70 à 79 ans 80 ans et plus

HommesTous les cancers 1 433,7 183,8 486,0 1 656,30 4 898,2 8 287,8 8 945,3Cavité buccale et pharynx† 45,4 5,4 34,2 88,6 147,3 180,1 186,6Œsophage† 8,3 0,3 2,6 11,4 32,6 47,1 42,5Estomac† 19,2 1,1 7,7 23,6 60,5 113,9 137,9Côlon et rectum† 205,6 8,3 55,5 236 679,3 1 268,00 1 589,90 Côlon à l’exclusion du rectum† 126 5,1 30,9 129,3 397 801,1 1 091,80 Rectum et rectosigmoïde† 79,5 3,2 24,6 106,7 282,2 467 498,2Anus† 4,6 0,5 3,3 7,4 16 20 23,1Foie† 7,4 0,7 3,7 13,8 25,5 33,7 24,6Pancréas† 7,5 0,6 4,2 12,1 27,9 33,6 39,4Larynx† 20,2 0,4 5,9 28,7 83,1 114,8 94,6Poumon et bronche† 88,7 2 19,3 97,4 324,9 596,1 543,3Tissus mous† 10,3 5 9,3 13,6 20,4 37 45,9Mélanome de la peau† 56,3 17,5 47,7 94,4 145,4 225,8 269,3Prostate† 539,7 0,3 31,6 500,1 2 222,20 3 727,00 3 512,40Testicules‡ 24 48,3 38 15,2 8,3 4,3 6,7Vessie (y compris in situ)† 103,3 3,2 22,2 99,9 311,8 673 970,4Rein et bassinet du rein† 48,2 4,8 31 84,1 158,9 219,3 209,4Cerveau 13,7 11,1 16,3 17,6 20,6 18,2 15Thyroïde† 17,6 12,6 23,7 32,5 35,5 37,6 25,1Lymphome hodgkinien‡ 13,1 19,6 14,9 11,4 13,9 14,1 9,3Lymphome non hodgkinien† 62,9 15,6 46,9 98,9 183,9 265 272,4Myélome multiple† 15,2 0,7 6,4 21,8 51,2 81,3 103,9Leucémie† 42,2 10,2 20,7 51,3 111,9 176,1 243,1Autre, inconnu† 76,7 15,5 39,4 91,9 205,4 380,9 547,7

FemmesTous les cancers 1 391,6 293,8 1 067,8 2 229,0 3 643,7 4 742,7 4 934,9Cavité buccale et pharynx† 22,1 4,8 17,3 33,5 53,6 78,0 85,9Estomac† 10,7 1,0 4,9 11,4 24,2 47,5 68,3Côlon et rectum† 172,3 7,8 52,8 176,2 424,9 812,6 1 143,3 Côlon à l’exclusion du rectum† 122,8 5,2 32,8 114,9 290,0 592,4 873,4 Rectum et rectosigmoïde† 49,5 2,6 20,1 61,2 134,9 220,2 269,9Anus† 6,2 0,3 5,4 11,1 15,5 20,1 26,7Pancréas† 7,7 0,7 3,6 9,4 21,9 33,0 37,7Poumon et bronche† 83,3 2,6 35,3 116,6 282,9 398,9 270,7Tissus mous† 8,4 4,8 7,8 10,0 15,5 19,8 26,8Mélanome de la peau† 52,4 29,3 61,7 86,0 96,5 127,8 140,7Sein† 529,7 59,3 477,9 1 033,4 1 473,9 1 638,6 1 568,0Col utérin 33,5 32,3 61,2 49,9 45,6 40,4 34,5Corps utérin† 94,7 5,7 42,3 183,6 344,6 336,0 258,0Ovaire† 38,6 10,5 36,7 77,2 105,3 109,3 72,8Vessie (y compris in situ)† 33,5 1,7 8,6 34,9 86,9 159,1 215,0Rein et bassinet du rein† 31,8 4,5 20,6 46,7 87,0 127,6 108,0Cerveau 10,3 9,1 11,6 12,5 14,7 12,3 6,2Thyroïde 63,4 64,2 105,6 103,8 93,3 68,0 39,7Lymphome hodgkinien‡ 10,3 18,4 8,7 8,2 7,4 10,9 7,2Lymphome non hodgkinien† 55,3 12,4 35,4 76,3 152,4 211,2 206,4Myélome multiple† 13,2 0,5 4,5 15,7 36,1 62,8 71,5Leucémie† 29,5 7,4 15,8 29,0 58,4 105,5 136,5Autre, inconnu† 75,4 16,0 47,4 91,2 174,2 279,1 373,1† tendance à la hausse statistiquement significative des taux de prévalence sur l’ensemble des groupes d’âge‡ tendance à la baisse statistiquement significative des taux de prévalence sur l’ensemble des groupes d’âgeNota : Les taux de prévalence ont été déterminés au moyen d’une analyse fondée sur la tumeur.Source : Registre canadien du cancer, Statistique Canada et registres provinciaux et territoriaux du cancer.


Taux de prévalence (pour 100 000 habitants)

Femmes

Hommes10 000

9 000

8 000

7 000

6 000

5 000

4 000

3 000

2 000

00 -19 20-24 25-29 30-34 35-39 40-44 45-49 50-54 55-59 60-64 65-69 70-74 75-79 80-84 85-89 90+

1 000

Figure 3Taux de prévalence sur cinq ans fondés sur l’âge pour tous types de cancerconfondus, selon le sexe, Canada, 1er janvier 2005


cancer du cerveau chez l’un et l’autresexe (tableau 3). Des augmentationsmonotones s’observent dans tous lesgroupes d’âge pour certains cancers,tandis que pour d’autres, le taux deprévalence augmente avec l’âge puisdiminue dans le groupe d’âge le plusavancé. Pour plusieurs cancers affichantce dernier profil, le taux était d’aumoins 15 % inférieur chez les personnesde 80 ans et plus, comparativementà celles de 70 à 79 ans. C’était le casdu cancer de la thyroïde, du foie etdu larynx chez les hommes, et du cancerdes ovaires, du poumon, du corps utérin,du rein et du bassinet du rein chezles femmes. Dans le cas du cancertesticulaire et du lymphome hodgkinienchez les deux sexes, les taux deprévalence sur cinq ans étaient les plusélevés chez les jeunes adultes (de 20à 39 ans) et la diminution avec l’âgeétait statistiquement significative. Dansle cas du cancer du col utérin et ducancer de la thyroïde chez les femmes,le taux de prévalence était le plus élevédans le groupe des 40 à 49 ans, puisdiminuait de façon monotone aux âgesplus avancés.

Malgré la forte variation du nombrede cancers prévalents selon le groupe

d’âge, des similarités se dégagent ence qui a trait aux types de cancer lesplus fréquents. Dans les trois groupesd’âge les plus avancés, les types decancer les plus fréquents pour ce quiest de la prévalence sur dix ans (prostate,sein, côlon et rectum, poumon et vessie)sont les mêmes et leur classement relatifest assez semblable (figure 4). Lescancers du sein, de la prostate et ducôlon et du rectum étaient les cancersles plus prévalents chez les personnesde 50 à 59 ans; dans ce groupe d’âge,toutefois, le nombre de cas du cancerdu sein était le triple de celui de l’unou l’autre des deux autres types decancer. De même, le cancer du seindominait dans le groupe des 40 à 49 ans,devançant le cancer de la thyroïde etle mélanome de la peau. Dans le groupedes 20 à 39 ans, le cancer de la thyroïdeétait le plus prévalent, suivi du cancertesticulaire, du lymphome hodgkinien,du cancer du sein et du mélanomede la peau.

DiscussionLa présente étude fournit des estimationsde la prévalence sur deux, cinq et dixans de nombreux types de cancer au

Ce que l’on sait déjàsur le sujet

Étant donné les augmentations del’incidence du cancer et les tauxde survie à la hausse, le nombrede Canadiens atteints du canceraugmente, ce qui accroît lademande de services de soins liésau cancer.Les données sur la prévalence ducancer donnent une indicationgénérale de la demande de soinsde santé et de services sociauxliés au cancer dans unepopulation et peuvent êtreutilisées pour planifier l’affectationfuture de ces ressources.Les estimations de la prévalenceselon le temps écoulé depuis lediagnostic sont particulièrementpertinentes pour la planificationdes ressources; par exemple, lesestimations de la prévalence surcinq ans reflètent assezétroitement le nombre de cancersexigeant un traitement actif ou dessoins de suivi attentifs.

Ce qu’apporte l’étudeCette étude présente desestimations directes de laprévalence du cancer au Canada.Les estimations calculéesdirectement sont plus précisesque celles fondées sur uneméthodologie indirecte.Pour la première fois, les chiffresnationaux sont fournis selon legroupe d’âge et le temps écoulédepuis le diagnostic.En plus des données sur lesquatre principaux cancers, pourlesquels des estimations calculéesindirectement ont déjà étéfournies, cette analyse présentedes données sur 22 autrescancers.

Groupe d’âge



Figure 4Nombre de cas prévalents des principaux cancers, selon le groupe d’âge et la prévalence-durée, Canada, 1er janvier 2005

Thyroïde

Testicules

Lymphome

Sein

Mélanome

0 10,000 20,000 30,000 40,000 50,000 60,000

Cas prévalents


20 à 39 ans

de la peau

hodgkinien

Sein

Thyroïde

Mélanome

Côlon et rectum

Lymphome

0 10,000 20,000 30,000 40,000 50,000 60,000Cas prévalents


40 à 49 ans

non hodgkinien

de la peau

10 000 20 000 30 000 40 000 50 000 60 000

Prostate

Sein

Côlon et rectum

Poumon

Vessie

0 10,000 20,000 30,000 40,000 50,000 60,000Cas prévalents


70 à 79 ans

10 000 20 000 30 000 40 000 50 000 60 000

et bronche

Sein

Prostate

Côlon et rectum

Mélanome

Lymphome

0 10,000 20,000 30,000 40,000 50,000 60,000Cas prévalents


50 à 59 ans

non hodgkinien

de la pleu

10 000 20 000 30 000 40 000 50 000 60 000

Prostate

Sein

Côlon et rectum

Poumon

Corps utérin

Vessie

0 10,000 20,000 30,000 40,000 50,000 60,000Cas prévalents


60 à 69 ans

10 000 20 000 30 000 40 000 50 000 60 000

et bronche

Prostate

Côlon et rectum

Sein

Vessie

Poumon

0 10,000 20,000 30,000 40,000 50,000 60,000Cas prévalents


80 ans et plus

10 000 20 000 30 000 40 000 50 000 60 000 et bronche


Canada selon le sexe. De 1995 à 2004,près de 723 000 cancers primaires ontété diagnostiqués au Canada chezenviron 695 000 personnes qui ontsurvécu au moins jusqu’à la fin de 2004.Les cancers du sein, de la prostate etdu côlon et du rectum étaient les cancersles plus prévalents, représentant unpeu plus de la moitié de tous les casde cancer sur dix ans. Les taux deprévalence selon le sexe pour tous lestypes de cancer confondus augmententfortement avec l’âge, atteignant unsommet dans le groupe des 80 à 84 ans;les taux sont plus élevés chez les femmesque chez les hommes avant 60 ans,et plus élevés chez les hommes parla suite.

Pour la première fois, les chiffresnationaux sont présentés selon le grouped’âge et selon la prévalence-durée.Le temps écoulé depuis le diagnosticfournit un indicateur utile du besoinde traitement ou de l’utilisation deservices de suivi. Par exemple, un peuplus de 217 000 cancers avaient étédiagnostiqués en 2003-2004 chez despersonnes qui étaient encore en viele 1er janvier 2005 et, par conséquent,probablement rendues à une étaped’évolution de la maladie où ellessubissaient le traitement principal ouse remettaient de ses effets. Au coursdes deux à cinq ans écoulés depuisle diagnostic, période exigeant un suiviclinique étroit pour détecter uneéventuelle récidive, le chiffrecorrespondant est d’un peu plus de237 000. Selon le groupe d’âge, lesprincipaux cancers étaient le cancerde la thyroïde (chez les 20 à 39 ans),du sein (chez les 40 à 49 ans et les50 à 59 ans) et de la prostate (chezles 60 à 69 ans, les 70 à 79 ans etles 80 ans et plus).

Les cancers du sein et de la prostateétaient les cancers les plus prévalentsau Canada, en raison de leur incidencerelativement élevée4 mais aussi destaux de survie élevés5,7. Malgrél’incidence plus élevée du cancer dupoumon durant la période étudiée4,le nombre de cas prévalents de cancerdu côlon et du rectum (sur dix ans)était de plus de 2,5 fois plus élevé,

conformément au sombre pronosticlié au cancer du poumon5,7.

Les différences entre les sexes ence qui concerne les taux de prévalencepour tous les types de cancer confondus,avant et après l’âge de 60 ans, sontattribuables également aux différencesen matière d’incidence et de survie.Entre 25 et 54 ans, les taux d’incidencesont considérablement plus élevés chezles femmes que chez les hommes, dansune large mesure à cause du cancerdu sein. Après 60 ans, en raison d’uneforte augmentation des taux de cancerde la prostate, les taux d’incidenceglobaux sont plus élevés chez leshommes4. En outre, chez les personnesde moins de 65 ans, le taux globalde survie au cancer est plus élevé chezles femmes que chez les hommes5.

Après correction selon l’âge enfonction de la population typeeuropéenne, les estimations canadiennesactuelles du taux de prévalence surcinq ans pour tous types de cancerconfondus étaient d’environ 9 % plusélevées pour les deux sexes que cellesdéclarées récemment pour la Francepour 2002. Les estimations françaisesétaient calculées indirectement etfondées sur les données de registresdu cancer portant sur 15 % du pays19.Les estimations fondées sur le modèledes taux de prévalence bruts sur cinq ansen 2005 ont également été déclaréesrécemment pour les Italiens de moinsde 85 ans3. De nouveau, les estimationsglobales pour le Canada étaient plusélevées, soit d’environ 11 % chez leshommes et de 4 % chez les femmes.Comparativement aux estimationsitaliennes et françaises, les taux deprévalence au Canada étaient plus élevéspour le cancer de la prostate et pourle cancer du poumon chez la femme,mais moins élevés pour le cancer dusein et pour le cancer du poumon chezl’homme. Dans le cas du cancer ducôlon et du rectum, les estimationscanadiennes étaient plus élevées quecelles pour la France mais inférieuresà celles pour l’Italie. On n’a pu fairedes comparaisons des estimations pourle Canada et de celles pour les États-Unisparce que les taux de prévalence aux

États-Unis ne sont pas déclarés pourdes périodes de moins de 15 ans15.

LimitesSauf pour les cas diagnostiqués dansla province de Québec, les estimationsde la prévalence ont été calculéesdirectement à partir des renseignementsindividuels sur le statut vital, ce quia donné des résultats plus précis quesi elles avaient été déterminéesindirectement. La mesure dans laquelleles estimations indirectes de laprévalence pour le Québec reflètentla prévalence directe dépend du degréde similarité de la survie au cancerau Québec et dans le reste du Canada,qui peut varier. Le Québec représenteenviron le quart des nouveaux cas decancer au Canada.

Si l’enregistrement des nouveauxcas est incomplet, la prévalence ducancer sera sous-estimée. Au Canada,on considère généralement quel’enregistrement des cas par les registresprovinciaux et territoriaux du cancerest assez complet20. Au Québec,cependant, étant donné la dépendancedu registre à l’égard des donnéeshospitalières, on estime que le nombrede cas de cancer de la prostate, demélanome et de cancer de la vessie,confirmés par un examenmicroscopique, est sous-déclaré de 32 %,35 % et 14 %, respectivement21. EnOntario, la prévalence du cancer dela vessie a été sous-estimée parce queles données sur les cas de cancer in situde la vessie ne sont pas recueillies.

Les personnes dont le cancer a étédocumenté dans le RCC mais qui ontdéménagé à l’étranger et qui sontdécédées avant la date indice ontpeut-être été considérées par erreurcomme des cas prévalents. Toutefois,elles représentent probablement uneproportion infime du nombre total decas prévalents, et leur nombre a peut-êtreété plus ou moins contrebalancé parl’immigration au pays de personnesatteintes d’un cancer.

La présente étude ne tient pas comptede la possibilité que certaines personnescomptées comme cas prévalents de


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7. L.F. Ellison et L. Gibbons, « Survie aucancer — prévisions mises à jourd’après l’analyse par période »,Rapports sur la santé, 17(2), 2006,p. 21-34 (Statistique Canada, no 82-003au catalogue).

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9. Institut national du cancer du Canada,Statistiques canadiennes sur le cancer,2003, Toronto, Canada, 2003.

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12. Statistique Canada, Compendium desestimations démographiques 2007 (no

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15. L.A.G. Ries, D. Melbert, M. Krapchoet al., éd., SEER Cancer StatisticsReview, 1975-2005, Bethesda,Maryland, National Cancer Institute,2008, disponible à l’adresse http://seer.cancer.gov/csr/1975_2005/.

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18. National Cancer Institute (StatisticalResearch and Applications Branch),Joinpoint Regression Program, Version3.3 – April 2008, Bethesda, Maryland,2008.

cancer aient été guéries. Pour estimerle nombre de cas prévalents qui n’ontpas été guéris, des approches statistiquesont été adoptées pour modéliser la« prévalence de la guérison »22,23;cependant, pareilles analyses étaienthors de la portée de la présente étude.Néanmoins, même chez les personnesqui ont été guéries, le traitement ducancer peut avoir des séquelles physiqueset psychologiques à long terme oupermanentes.

ConclusionLes estimations de la prévalence ducancer au Canada dans la présenteétude sont les plus précises et pertinentesprésentées jusqu’ici. La ventilation desestimations de la prévalence pour unelongue liste de cancers selon le tempsécoulé depuis le diagnostic, l’âge etle sexe fournit des renseignementsbeaucoup plus détaillés sur les besoinsde soins liés au cancer de certainessous-populations que ceux dont ondisposait auparavant. À titre de suivi,

il serait utile d’entreprendre un examendes tendances temporelles en matièrede prévalence et de faire des projectionsà court et à long terme à cet égard.

RemerciementsStatistique Canada est responsable dela tenue à jour du Registre canadiendu cancer. Ce dernier regroupe lesdonnées que lui fournissent les registresprovinciaux et territoriaux du cancerdont l’étroite collaboration est vivementappréciée.


19. M. Colonna, A. Danzon, P. Delafosseet al., « Cancer prevalence in France:Time trend, situation in 2002 andextrapolation to 2012 », EuropeanJournal of Cancer, 44, 2008, p. 115-122.

20. H.L. Howe, A. Lake, R. Firth et al., éd.,Cancer in North America, 2001-2005,Volume Two: Registry-specific CancerIncidence in the United States andCanada, Springfield, Illinois, NorthAmerican Association of CentralCancer Registries Inc., 2008.

21. J. Brisson, D. Major et E. Pelletier,« Évaluation de l’exhaustivité dufichier des tumeurs du Québec »,Québec, Institut national de la santépublique du Québec, 2003.

22. R. Capocaccia et R. De Angelis,« Estimating the completeness ofprevalence based on cancer registriesdata », Statistics in Medicine, 16, 1997,p. 425-440.

23. A.J. Coldman, M.L. McBride etT. Braun, « Calculating the prevalenceof cancer », Statistics in Medicine, 11,1992, p. 1579-1589.

Annexe

Parfois l’unité de mesure d’intérêt estle nombre de personnes chez lesquelleson a diagnostiqué un cancer dans lepassé plutôt que le nombre de cancers.Pour ce qui est des personnes, 695 049avaient reçu un diagnostic d’une oude plusieurs tumeurs primaires invasivesau cours des dix dernières années etétaient en vie le 1er janvier 2005(tableau B en annexe). Parmi cespersonnes, 441 155 (63 %) avaient reçuun diagnostic au cours des cinq annéesprécédentes et 212 606 (31 %), au coursdes deux années précédentes (tableau Aen annexe). Ces chiffres correspondentà 2,2 % de la population estimée le1er janvier 2005, ou environ 1 personnesur 46 (période de dix ans), 1,4 %,ou 1 personne sur 73 (période de cinqans) et 0,7 % ou 1 personne sur 151(période de deux ans) (tableau B enannexe). Par ailleurs, 1 femme sur 111en vie le 1er janvier 2005 avait reçuun diagnostic de cancer du sein aucours des dix années précédentes et,dans le cas du cancer de la prostate,1 homme sur 118.

Pour tous types de cancer confondus,la prévalence fondée sur la personnea été définie comme étant le nombrede personnes chez lesquelles on a poséun diagnostic de tumeur primaireinvasive (ou de cancer in situ de la

vessie) au cours d’une période deréférence donnée et qui étaient en viele 1er janvier 2005. Par exemple, laprévalence fondée sur la personne surcinq ans pour tous types de cancerconfondus s’entend du nombre depersonnes en vie au début de 2005qui avaient reçu un diagnostic de cancerau cours de la période allant de 2000à 2004.

La prévalence fondée sur la personned’un type particulier de cancer a étédéfinie comme étant le nombre depersonnes chez lesquelles un typeparticulier de cancer a été diagnostiquéau cours d’une période donnée et quiétaient en vie le 1er janvier 2005.Lorsque tous les types de cancer ontété confondus aux fins de déclaration(par exemple, cancer de la bouche,cancer du côlon et du rectum, leucémieet autre et inconnu), on a procédé auregroupement avant d’établir les chiffressur la prévalence.

L’exemple ci-dessous montrecomment on a dénombré les cancerschez les personnes chez lesquelles ona diagnostiqué plus d’une tumeurprimaire. Dans le cas d’une personneayant reçu un diagnostic de cancerprimaire invasif du sein en 2001 etde nouveau en 2004, ainsi que d’uncancer primaire invasif du poumon

en 2003, le cas de cancer du seindiagnostiqué en 2001 et le cas de cancerdu poumon sont compris dans lesestimations respectives de la prévalencede ces types particuliers de cancer surcinq ans et sur dix ans. Dans le calculdes estimations de la prévalence surdeux ans (fondées sur les casdiagnostiqués du 1er janvier 2003 au31 décembre 2004), le cas de cancerdu poumon et le cas de cancer du seindiagnostiqué en 2004 sont comprisdans les estimations respectives dela prévalence de ces types de cancer.Il y a d’autres façons d’établir lesestimations de la prévalence fondéesur la personne dans le cas des tumeursprimaires multiples selon la questiond’intérêt sous-jacente; le lecteur estinvité à en tenir compte au momentde comparer des estimations de laprévalence fondée sur la personneprovenant de différentes sources. Onremarquera que la somme desestimations de la prévalence des diverstypes de cancer, tels que définisci-dessus, ne correspond pas àl’estimation fournie pour tous les typesde cancer confondus.

24. M.P. Curado, B. Edwards, H.R. Shin etal., éd., Cancer Incidence in FiveContinents, Vol. IX, IARC ScientificPublication No. 160, Lyon, France,Centre international de recherche surle cancer (CIRC) (en anglais,International Agency for Research onCancer = IARC), 2007.

25. M. Segi, Cancer mortality for selectedsites in 24 countries (1950-1957),Sendai, Department of Public Health,Tohoku University of Medicine, 1960.


Tableau ANombre de personnes atteintes de cancer, selon la prévalence-durée, le type de cancer et le sexe, Canada, 1er janvier 2005

Prévalence-durée



Tous les cancers 212 606 108 099 104 507 441 155 221 180 219 975 695 049 338 912 356 137Cavité buccale et pharynx 5 145 3 496 1 649 10 715 7 170 3 545 17 199 11 531 5 668Œsophage 1 215 900 315 1 767 1 319 448 2 264 1 642 622Estomac 2 888 1 909 979 4 788 3 054 1 734 6 872 4 227 2 645Côlon et rectum 29 173 15 816 13 357 59 766 32 184 27 582 91 934 48 725 43 209 Côlon à l’exclusion du rectum 19 269 9 748 9 521 39 592 19 861 19 731 61 450 30 446 31 004 Rectum et rectosigmoïde 10 110 6 205 3 905 20 670 12 647 8 023 31 322 18 793 12 529Anus 863 380 483 1 740 733 1 007 2 669 1 107 1 562Foie 942 712 230 1 553 1 178 375 1 967 1 473 494Pancréas 1 824 883 941 2 443 1 197 1 246 3 036 1 464 1 572Larynx 1 861 1 521 340 3 908 3 215 693 6 700 5 478 1 222Poumon et bronche 17 530 9 145 8 385 27 480 14 050 13 430 36 875 18 915 17 960Tissus mous 1 440 792 648 2 997 1 642 1 355 4 886 2 620 2 266Mélanome de la peau 7 692 4 059 3 633 17 378 8 911 8 467 29 401 14 590 14 811Sein 37 069 304 36 765 85 734 595 85 139 146 635 943 145 692Col utérin 2 344 … 2 344 5 428 … 5 428 9 989 … 9 989Corps utérin 6 888 … 6 888 15 366 … 15 366 26 458 … 26 458Ovaire 3 279 … 3 279 6 260 … 6 260 9 350 … 9 350Prostate 37 582 37 582 … 85 953 85 953 … 135 061 135 061 …Testicules 1 557 1 557 … 3 814 3 814 … 7 068 7 068 …Vessie (y compris in situ) 10 526 7 944 2 582 21 870 16 438 5 432 35 772 26 604 9 168Rein et bassinet du rein 6 032 3 616 2 416 12 798 7 642 5 156 20 485 12 155 8 330Cerveau 2 120 1 228 892 3 840 2 174 1 666 6 012 3 353 2 659Thyroïde 5 958 1 213 4 745 12 976 2 780 10 196 20 361 4 398 15 963Lymphome hodgkinien 1 618 883 735 3 751 2 079 1 672 6 906 3 806 3 100Lymphome non hodgkinien 9 253 4 930 4 323 18 991 10 015 8 976 29 617 15 315 14 302Myélome multiple 2 537 1 362 1 175 4 564 2 428 2 136 5 902 3 126 2 776Leucémie 5 794 3 426 2 368 11 511 6 720 4 791 17 684 10 170 7 514Autre, inconnu 12 963 6 568 6 395 24 360 12 153 12 207 37 124 18 281 18 843

… n’ayant pas lieu de figurerSource : Registre canadien du cancer, Statistique Canada et registres provinciaux et territoriaux du cancer.


Tableau BTaux de prévalence (pour 100 000 habitants), selon la prévalence-durée, le type de cancer et le sexe, Canada, 1er janvier 2005

Prévalence-durée



Tous les cancers 661,2 678,8 644,0 1 372,0 1 388,9 1 355,5 2 161,6 2 128,1 2 194,5Cavité buccale et pharynx 16,0 22,0 10,2 33,3 45,0 21,8 53,5 72,4 34,9Œsophage 3,8 5,7 1,9 5,5 8,3 2,8 7,0 10,3 3,8Estomac 9,0 12,0 6,0 14,9 19,2 10,7 21,4 26,5 16,3Côlon et rectum 90,7 99,3 82,3 185,9 202,1 170,0 285,9 306,0 266,3 Côlon à l’exclusion du rectum 59,9 61,2 58,7 123,1 124,7 121,6 191,1 191,2 191,0 Rectum et rectosigmoïde 31,4 39,0 24,1 64,3 79,4 49,4 97,4 118,0 77,2Anus 2,7 2,4 3,0 5,4 4,6 6,2 8,3 7,0 9,6Foie 2,9 4,5 1,4 4,8 7,4 2,3 6,1 9,2 3,0Pancréas 5,7 5,5 5,8 7,6 7,5 7,7 9,4 9,2 9,7Larynx 5,8 9,6 2,1 12,2 20,2 4,3 20,8 34,4 7,5Poumon et bronche 54,5 57,4 51,7 85,5 88,2 82,8 114,7 118,8 110,7Tissus mous 4,5 5,0 4,0 9,3 10,3 8,3 15,2 16,5 14,0Mélanome de la peau 23,9 25,5 22,4 54,0 56,0 52,2 91,4 91,6 91,3Sein 115,3 1,9 226,5 266,6 3,7 524,6 456,0 5,9 897,8Col utérin … … 14,4 … … 33,4 … … 61,6Corps utérin … … 42,4 … … 94,7 … … 163,0Ovaire … … 20,2 … … 38,6 … … 57,6Prostate … 236,0 … … 539,7 … … 848,1 …Testicules … 9,8 … … 23,9 … … 44,4 …Vessie (y compris in situ) 32,7 49,9 15,9 68,0 103,2 33,5 111,3 167,1 56,5Rein et bassinet du rein 18,8 22,7 14,9 39,8 48,0 31,8 63,7 76,3 51,3Cerveau 6,6 7,7 5,5 11,9 13,7 10,3 18,7 21,1 16,4Thyroïde 18,5 7,6 29,2 40,4 17,5 62,8 63,3 27,6 98,4Lymphome hodgkinien 5,0 5,5 4,5 11,7 13,1 10,3 21,5 23,9 19,1Lymphome non hodgkinien 28,8 31,0 26,6 59,1 62,9 55,3 92,1 96,2 88,1Myélome multiple 7,9 8,6 7,2 14,2 15,2 13,2 18,4 19,6 17,1Leucémie 18,0 21,5 14,6 35,8 42,2 29,5 55,0 63,9 46,3Autre, inconnu 40,3 41,2 39,4 75,8 76,3 75,2 115,5 114,8 116,1

… n’ayant pas lieu de figurerNota : Les taux de prévalence ont été déterminés au moyen d’une analyse fondée sur la personne.Source : Registre canadien du cancer, Statistique Canada et registres provinciaux et territoriaux du cancer.


Tableau CTaux de prévalence normalisés selon l’âge* (pour 100 000 habitants), selon la prévalence-durée, le type de cancer et lesexe, Canada, 1er janvier 2005

Prévalence-durée



Tous les cancers 434,3 467,8 411,6 899,7 955,2 868,0 1 402,1 1 448,9 1 393,4Cavité buccale et pharynx 10,7 15,4 6,4 22,0 31,3 13,5 34,7 49,6 21,3Œsophage 2,3 3,8 1,0 3,4 5,5 1,5 4,3 6,8 2,0Estomac 5,3 7,7 3,2 8,7 12,3 5,6 12,3 16,8 8,4Côlon et rectum 53,5 64,7 43,5 107,8 130,2 88,5 161,5 193,7 134,3 Côlon à l’exclusion du rectum 34,4 39,1 30,2 69,3 78,5 61,5 104,4 118,1 93,1 Rectum et rectosigmoïde 19,1 25,6 13,3 38,5 51,7 27,0 57,0 75,6 41,1Anus 1,7 1,6 1,8 3,4 3,1 3,7 5,1 4,6 5,6Foie 2,0 3,1 0,9 3,4 5,3 1,6 4,3 6,8 2,1Pancréas 3,5 3,8 3,3 4,7 5,1 4,4 5,8 6,2 5,5Larynx 3,7 6,5 1,3 7,7 13,5 2,5 12,9 22,5 4,4Poumon et bronche 33,9 37,5 31,2 52,7 57,2 49,6 69,9 76,3 65,6Tissus mous 3,4 3,8 3,0 7,0 7,9 6,3 11,3 12,5 10,3Mélanome de la peau 16,2 17,6 15,2 36,5 38,5 35,2 61,3 62,9 60,9Sein 75,6 1,2 144,9 173,3 2,4 331,9 291,4 3,7 555,9Col utérin … … 10,7 … … 24,6 … … 44,2Corps utérin … … 27,2 … … 59,5 … … 98,9Ovaire … … 13,6 … … 26,0 … … 38,6Prostate … 156,4 … … 348,9 … … 525,8 …Testicules … 8,8 … … 20,9 … … 37,2 …Vessie (y compris in situ) 18,6 30,9 8,4 38,4 63,5 17,4 61,7 101,6 28,9Rein et bassinet du rein 12,5 15,8 9,5 26,3 33,2 20,2 41,6 52,3 32,1Cerveau 5,8 6,7 4,9 10,9 12,3 9,5 17,1 19,1 15,2Thyroïde 14,4 5,8 23,0 31,0 13,2 48,7 47,9 20,7 74,8Lymphome hodgkinien 4,6 5,1 4,2 10,5 11,6 9,5 18,9 20,6 17,2Lymphome non hodgkinien 18,9 21,7 16,3 39,0 44,2 34,1 60,4 67,5 53,9Myélome multiple 4,7 5,5 3,9 8,4 9,9 7,1 10,9 12,8 9,2Leucémie 13,1 16,4 10,2 26,4 32,5 20,9 41,0 49,6 33,3Autre, inconnu 25,7 28,2 23,8 48,9 52,8 46,0 74,4 79,4 70,7

* normalisés selon l’âge en fonction de la population mondiale type24,25

… n’ayant pas lieu de figurerNota : L’analyse a été fondée sur les données sur la tumeur.Source : Registre canadien du cancer, Statistique Canada et registres provinciaux et territoriaux du cancer.

Statistique Canada, no 82-003-XPF au catalogue • Rapports sur la santé, vol. 20, no 1, mars 2009 21Revenu et détresse psychologique : le rôle de l’environnement social • Travaux de recherche

Revenu et détresse psychologique :le rôle de l’environnement socialpar Heather Orpana, Louise Lemyre et Ronald Gravel

La présente analyse, qui porte sur unepériode de 12 ans, vise d’abord àdéterminer si les personnes faisantpartie des groupes à faible revenu sontplus susceptibles de connaître unegrande détresse psychologique que cellesdont le revenu est plus élevé. Un autreobjectif de l’analyse consiste à établirsi la relation entre le faible revenuet un degré élevé de détressepsychologique est expliquée en partiepar la présence plus marquée de facteursde stress. La détresse psychologiqueest un état psychologique non spécifiquecaractérisé par des sentiments traduisantune humeur dépressive ou anxieuse,tels que de la tristesse ou de la nervosité3.Un degré de détresse élevé peut êtrele signe de troubles plus graves, commela dépression clinique4.

L’association entre le revenu et lasanté mentale peut avoir deuxdirections : un mauvais état de santé

mentale peut conduire à un revenumoins élevé, ou un revenu moins élevépeut entraîner un mauvais état de santémentale5. La première hypothèsecorrespond à un processus de sélectionlié à l’état de santé, suivant lequel lapersonne atteinte de problèmes de santémentale est vraisemblablement moinsà même de faire des études ou d’exercerune profession offrant une rémunérationélevée. S’il en est ainsi, les interventionsdoivent viser à améliorer la santémentale, afin que la personne puissepoursuivre des études et gagner unmeilleur revenu. Des travaux derecherche antérieurs montrent toutefoisque les processus de sélection liés àl’état de santé ne sont pas à l’origined’une part importante de la relationentre le faible revenu et le mauvaisétat de santé mentale6.

La moins bonne santé physique des personnes à faible revenu a fait l’objet de nombreuses

études, et on observe également des différencesmarquées en ce qui concerne leur santémentale1,2. Cependant, ces études sont en grandepartie transversales, de sorte qu’il est difficilede savoir si la situation de faible revenu précèdeles problèmes de santé mentale ou vice-versa.En outre, rares sont celles qui examinent cetterelation dans le contexte canadien.

RésuméContexteLes auteurs examinent, sur une période de 12 ans,la relation entre le faible revenu et le risqued’éprouver une grande détresse psychologique.Données et méthodesL’analyse porte sur les données recueillies au coursdes douze premières années (de 1994-1995 à2006-2007) de l’Enquête nationale sur la santé dela population, qui est une enquête longitudinale.Des modèles à risques proportionnels ont étéutilisés pour déterminer si un revenu du ménagefaible est associé à un accroissement du risque deressentir une grande détresse, après correctionpour tenir compte de l’effet des caractéristiquessociodémographiques et de l’état de santé deréférence. On a aussi utilisé ces modèles pourexaminer la relation entre la déclaration d’unfacteur de stress et la manifestation subséquented’un épisode de détresse.RésultatsAu total, 11 % des personnes composantl’échantillon initial ont vécu au moins un épisodede grande détresse au cours des douze annéesétudiées. Celles dont le revenu était faiblecouraient un risque significativement plus élevéd’éprouver de la détresse psychologique, et ungrand nombre de facteurs de stress étaientassociés à un risque de détressesignificativement plus élevé. Les facteurs destress rendaient compte de 22 % du lien entrele faible revenu et la détresse chez leshommes, et de plus du tiers de ce lien chez lesfemmes.InterprétationLe faible revenu constitue un important facteurde risque de détresse psychologique et une partde l’accroissement du risque est attribuable auxfacteurs de stress.

Mots-clésDétresse psychologique, situationsocioéconomique, revenu, facteurs de stress,stress, études longitudinales.

AuteursHeather Orpana (1-613-951-1650;[email protected]) fait partie de laDivision de l’information et de la recherche surla santé et Ronald Gravel (1-613-951-2295;[email protected]), de la Divisionde la statistique de la santé, à StatistiqueCanada, Ottawa (Ontario) K1A 0T6;Louise Lemyre est au service de l’Universitéd’Ottawa.

22 Rapports sur la santé, vol. 20, no 1, mars 2009 • Statistique Canada, no 82-003-XPF au catalogueRevenu et détresse psychologique : le rôle de l’environnement social • Travaux de recherche

Selon la seconde hypothèse, cellede la causalité sociale, le mauvais étatde santé mentale des personnes ayantun faible revenu a pour originel’environnement social négatif auquelces personnes sont exposées.L’environnement social englobe[traduction] « les groupes auxquelsnous appartenons, le quartier où noushabitons, l’organisation de notre milieude travail et les politiques que nousinstaurons pour codifier nos vies »7.L’une des caractéristiques d’unenvironnement social négatif est la plusforte prévalence des facteurs de stress,autrement dit des demandes découlantde l’environnement qui entament ouexcèdent la capacité d’adaptation d’unepersonne8. Les difficultés conjugalesen sont un exemple, tout comme lavie dans un quartier où la criminalitéforce à une plus grande vigilance oude grandes demandes au travail sansoffre de ressources adéquates pour yrépondre.

Si l’hypothèse de causalité socialeest correcte, les interventions destinéesà améliorer un environnement socialnégatif devraient, en principe, réduireles inégalités relatives à l’état de santé.Les personnes faisant partie des groupesà faible revenu sont non seulementexposées à un grand nombre de facteursde stress, mais disposent aussi de moinsde ressources, telles que le soutiensocial9, pour y faire face et pour enatténuer les effets négatifs. Un nombreplus élevé de facteurs de stress et peude ressources pour composer avec euxpeuvent accroître les sentiments dedétresse, lesquels ont été associés àdes problèmes de santé physique etmentale10.

Lors d’une étude réaliséeantérieurement au Canada, Turner,Wheaton et Lloyd (1995) ont montréque le fardeau des facteurs de stressétait plus lourd chez les personnes defaible statut socioéconomique àToronto11. Selon ces auteurs, lesévénements de la vie (facteurs de stressaigu, comme le décès du conjoint oula perte d’un emploi), les facteurs destress chronique (qui, selon toute

probabilité, demeureront présentspendant des mois ou des années) etles traumatismes subis durant l’enfancerendaient compte du tiers environ dela relation entre la profession et lessymptômes de dépression.

En s’appuyant sur l’analyse desdonnées du premier cycle de l’Enquêtenationale sur la santé de la population(1994-1995), Cairney et Krause ontexaminé les déterminants de la détresseet de la dépression chez les personnesde 50 ans et plus9. Ils ont observé undegré de détresse plus élevé chez lespersonnes n’ayant pas fait d’étudessecondaires, mais n’ont relevé aucunedifférence significative selon le niveaude scolarité en ce qui concerne laprévalence sur douze mois d’un troubledépressif majeur. Les facteurs de stresspermettaient d’expliquer plus du tiersde la relation entre le niveau de scolaritéet la détresse.

Ayant étudié la détressepsychologique chez les personnes de33 ans parmi les membres de la cohortede naissances britannique de 1958,Matthews et ses collaborateurs12 ontconstaté que les facteurs liés au travail,plus précisément les tensions etcontraintes au travail et la précaritéde l’emploi, étaient des déterminantsimportants des différences quant à ladétresse psychologique entre catégoriesprofessionnelles. Cet effet était plusprononcé chez les hommes que chezles femmes.

Enfin, Myer et ses collaborateursont observé que l’effet médiateur desévénements de la vie entre une situationsocioéconomique difficile et la détressepsychologique était significatif; ils n’onttoutefois pas précisé l’importance decet effet13.

Ces diverses études soutiennentl’hypothèse selon laquelle la répartitionsociale des facteurs de stress contribueau moins bon état de santé mentaledes membres des groupessocioéconomiques défavorisés, maiselles présentent des limites. En raisonde leur nature transversale, elles nepermettent pas vraiment de préciserla chronologie de la relation entre le

revenu, les facteurs de stress et ladétresse psychologique. Les donnéeslongitudinales conviennent mieux pourcerner les facteurs de risque demanifestation de problèmes de santémentale et pour établir des ciblesd’intervention appropriées.

Fondé sur les données de l’Enquêtenationale sur la santé de la population(ENSP) recueillies de 1994-1995 à2006-2007, l’article porte sur le gradientde revenu associé aux nouveaux casde grande détresse psychologiquerelevés chez un échantillon représentatifde Canadiens au cours de la périodede 12 ans susmentionnée. Sontégalement examinés les facteurs destress liés à l’environnement social,car l’on suppose qu’ils sont associésà un épisode subséquent de grandedétresse et qu’ils expliquentpartiellement la relation entre le faiblerevenu et le risque d’éprouver de ladétresse. La présente étude fournit desdonnées importantes et inédites, émanantd’une analyse longitudinale, sur lachronologie de la relation entre le revenu,les facteurs de stress et la détressepsychologique.

Données et méthodes

Source des donnéesLa présente analyse est fondée sur lesdonnées des sept premiers cycles del’Enquête nationale sur la santé de lapopulation (ENSP) menée par StatistiqueCanada de 1994-1995 à 2006-2007.Tous les deux ans depuis 1994-1995,on recueille dans le cadre de l’ENSPdes données sur l’état de santé, surles comportements liés à la santé etsur d’autres déterminants de la santé.Cette enquête est représentative de lapopulation à domicile des dix provincesen 1994-1995, à l’exclusion desmembres de la Force régulière des Forcescanadiennes et des résidents des réservesindiennes, des terres de la Couronne,des établissements de soins de santé,des bases des Forces canadiennes(personnel civil et militaire) et decertaines régions éloignées au Québecet en Ontario. L’ENSP comporte aussi


un volet Établissements de soins desanté, qui couvre les résidentsd’établissements tels que les maisonsde soins infirmiers, mais les donnéesde ce volet n’ont pas été analyséesici.

En 1994-1995, 20 095 membres dela population à domicile ont étésélectionnés pour faire partie du panellongitudinal de l’ENSP. Au total, 86,0 %d’entre eux ont accepté de participer(17 276) et 83,6 % ont répondu auquestionnaire détaillé sur la santé. Lestaux de réponse lors des cyclessubséquents ont été de 92,8 % en1996-1997, 88,3 % en 1998-1999,84,9 % en 2000-2001, 80,8 % en2002-2003, 77,6 % en 2004-2005 et77,0 % en 2007-2008. Une descriptionplus détaillée du plan de sondage, del’échantillon et des méthodes d’interviewde l’ENSP peut être consultée dansd’autres documents14,15. En 1994-1995,les données ont été recueilliesprincipalement par interview sur placeassistée par ordinateur et, par la suite,par interview téléphonique assistée parordinateur.

MesuresRevenu du ménageLe revenu a été déterminé à partir durevenu autodéclaré du ménage. Pourtenir compte de l’inflation, de la tailledu ménage et du coût de la vie dansdifférentes régions urbaines et rurales,on a divisé le revenu autodéclaré duménage par le seuil de faible revenu(SFR) établi en fonction du lieu derésidence et de la taille du ménage dela personne. (Des renseignementsdétaillés sur cette variable de revenufigurent dans la documentationconcernant les variables dérivées duseptième cycle de l’ENSP.)

On a d’abord créé une variablereprésentant le ratio du revenu duménage au seuil de faible revenucorrespondant. Un ratio inférieur à 1signifie que le ménage est plussusceptible d’éprouver des difficultésfinancières parce que ses dépenses pourles nécessités de la vie ont tendanceà représenter une proportion plus élevée

de son revenu. Si le ratio est supérieurà 1, la situation financière du ménageest meilleure, car il consacre une pluspetite proportion de son revenu auxproduits de première nécessité.

Une variable catégorique a ensuiteété créée à partir de ce ratio afin dereprésenter une situation de faible revenuou de revenu élevé. Un ratio de 1,5ou moins correspond à un faible revenu,tandis qu’un ratio supérieur à 1,5représente un revenu élevé. Par exemple,dans un grand centre urbain, les membresd’un ménage de quatre personnes dontle revenu total en 1994-1995 était de46 400 $ ou moins ont été considéréscomme ayant un faible revenu, de mêmeque, dans une région rurale, lespersonnes vivant seules dont le revenuétait de 17 200 $ ou moins. Lespersonnes pour lesquelles les donnéessur le revenu manquaient ont été inclusesdans un groupe de revenu distinct, afinde retenir dans l’analyse le plus grandnombre possible de sujets. Des analysesfondées sur trois catégories de revenuont produit des résultats similaires(données non présentées), les personnesà revenu moyen courant un risque relatif(RR) de vivre un épisode de détresseplus faible que celles faisant partiedu groupe à faible revenu, mais plusélevé que les membres du groupe àrevenu élevé.

Lors des cycles subséquents, lesmêmes seuils ont été utilisés pour établirles catégories de revenu du ménage.Naturellement, au fil de l’enquête etdonc du vieillissement des participants,la proportion de ceux faisant partiedu groupe à faible revenu a diminuétandis que celle de personnes appartenantau groupe à revenu élevé a augmenté.

Cette méthode de mesure du revenurend compte de différents facteurs ayantune incidence sur la significationconcrète du revenu du ménage,c’est-à-dire la capacité qu’a celui-cide se procurer des biens et des servicesdans sa région. Bien que cette variablerepose sur un seuil de faible revenu,elle n’a pas pour but de déterminerla pauvreté, de mesurer la suffisancedu revenu ni d’estimer le nombre de

Canadiens vivant dans un ménage dontle revenu total est inférieur ou supérieurau seuil de faible revenu.

Facteurs de stressLes événements récents de la vie, lesfacteurs de stress chronique et lestensions et contraintes au travail ontété évalués à l’occasion des premieret quatrième cycles de l’ENSP, ainsique des cycles subséquents. Commeles facteurs de stress n’ont pas étémesurés lors des deuxième et troisièmecycles, les résultats enregistrés pour1994-1995 ont été imputés à ces deuxcycles. Des analyses s’appuyant surdifférentes méthodes d’imputation ontdonné des résultats similaires;l’imputation par la valeur précédentea donc été retenue parce qu’elle réduitau minimum la possibilité de causalitéinverse. Les événements récents dela vie et les facteurs de stress chroniqueont été mesurés au moyen des questionsélaborées par Turner, Wheaton etLlyod11, et les tensions et contraintesau travail, à l’aide d’une version abrégéedu questionnaire sur les spécificationsde l’emploi (Job ContentQuestionnaire)16.

L’échelle des facteurs de stresschronique se composait d’un ensemblede 18 questions sur des situations queles participants à l’enquête ont dit avoirvécues. Validée par Wheaton17, cetteéchelle offre une bonne validitéconvergente dans le cas des indicateursde situations sociales difficiles, ainsiqu’une bonne validité discriminantedans le cas des mesures de la détressepsychologique. Les questions portaientsur plusieurs domaines, à savoir le stresspersonnel, par exemple le fait d’essayerd’accomplir trop de choses en mêmetemps, les problèmes relationnels avecl’époux ou le conjoint, les problèmesavec les enfants, les problèmes de santédans la famille, le fait de résider dansun quartier peu sûr et les problèmesfinanciers. Une variable dichotomiquea été créée pour chaque domainecorrespondant à un facteur de stress,une valeur de 1 indiquant une réponsepositive à n’importe quelle question


de la sous-échelle et une valeur de0, une réponse négative à toutes lesquestions de la sous-échelle.

Sept questions ont servi à mesurerle concept de tensions et contraintesau travail, qui découle des travaux deKarasek portant sur le modèle decontrôle de la demande et les Qualityof Employment Surveys (États-Unis)16.Un emploi est considéré comme unesource de stress si le titulaire doitsatisfaire à des demandes élevées sansdisposer de ressources ou de pouvoirsdécisionnels suffisants. Cinq questionsservent à mesurer la latitudedécisionnelle et deux, la demandepsychologique. Aux personnes qui, en1994-1995, se classaient à la fois dansle tiers supérieur de la distribution selonle niveau des demandes de l’emploiet dans le tiers inférieur de celle selonle niveau de latitude décisionnelle, ona attribué un code indiquant qu’ellessubissaient des tensions et contraintesau travail.

DétresseL’évaluation de la détresse est fondéesur les scores obtenus par les participantsà l’enquête sur l’échelle K6. Cettedernière, qui est une mesure nonspécifique de la détresse psychologiqueconçue par Kessler3,18, a été utiliséedans de nombreuses enquêtesreprésentatives de la population. Ladétresse est évaluée au moyen desix questions de type Likert cotées surune échelle de 0 à 6 et dont les scoressont additionnés pour obtenir un scoreglobal variant de 0 à 24. Selon le seuilproposé par Kessler en fonction descritères de la Substance Abuse andMental Health Services Administrationdes États-Unis, un score égal ousupérieur à 13 indique la probabilitéd’une maladie mentale grave18.Toutefois, des analyses psychométriquesont été effectuées afin de définir unseuil moins restrictif sur l’échelle K6lorsque le résultat d’intérêt estl’existence d’un trouble dépressif majeurou d’un trouble anxieux. D’après cesanalyses, un score égal ou supérieurà 9 dénote une grande détresse

psychologique, ainsi que la possibilitéd’un trouble de l’humeur ou d’un troubleanxieux. Des analyses récentes menéespar Cairney et ses collaborateursmontrent que l’échelle K6 constitueun bon outil de dépistage de ladépression, et que l’application d’unseuil de 9 et plus donne un rapportde vraisemblance par strate supérieurà 6 en ce qui concerne l’incidencesur douze mois d’un trouble dépressifmajeur4. Pour tenir compte de l’effetdu caractère gradué des scores dedétresse sous le seuil de 9, une variablede faible score de détresse a été inclusedans l’analyse.

Les variables sociodémographiquesutilisées sont l’âge, l’état matrimonial(marié/vit avec un conjoint,comparativement à célibataire ou veuf/séparé/divorcé), la résidence en régionurbaine ou rurale, le lieu de naissance,la situation d’activité (occupécomparativement à chômeur ou inactif)et la présence d’enfants dans le ménage.Étant donné l’association entre lesproblèmes de santé physique et lesproblèmes de santé mentale,l’autoévaluation de la santé (sur uneéchelle de cinq points allant de mauvaiseà excellente) a été incluse dans lesmodèles de prévision de la détresse.

AnalysePour faire partie de l’ensemble de

données analysé, les participants àl’enquête devaient avoir obtenu un faiblescore de détresse (voir la sectionMesures) en 1994-1995 et être âgésde 18 à 75 ans. Les personnessélectionnées ont fourni une nouvelleobservation à l’ensemble de donnéeslors de chaque cycle qu’elles ont traversésans éprouver de grande détresse. Sile score de détresse d’une personnemanquait à la fin d’un intervalle étudié,cet intervalle devenait la dernière périodeobservée et une valeur nulle étaitattribuée à la variable d’événement.

Nous avons spécifié des modèlesà risque proportionnels pour étudierl’association entre le faible revenu duménage et un risque plus élevé deconnaître un épisode de grande détresse.

Le premier modèle (modèle 1) a servià examiner la relation entre le revenuet les cas de grande détresse, enneutralisant l’effet des prédicteurssociodémographiques (âge, étatmatrimonial, résidence en région urbaineou rurale, lieu de naissance, situationd’activité, présence d’enfants dans leménage), de l’autoévaluation de la santéet d’un faible score de détresse deréférence. Les prédicteurs du modèleétaient des covariables variant enfonction du temps, qui reflétaient lavaleur applicable à la personne deux ansavant l’observation de l’événement(c’est-à-dire ressentir de la détresse).Le deuxième modèle (modèle 2)comprenait les facteurs de stress, quivariaient aussi en fonction du temps.Comme les facteurs de stress n’ontpas été mesurés lors des deuxième ettroisième cycles, les valeurs dupremier cycle ont été imputées à cesdeux cycles. Nous avons exécutél’analyse en SAS en utilisant les poidsbootstrap élaborés par StatistiqueCanada19,20. Étant donné la naturediscrète du moment de la mesure, nousavons effectué une régression logistiqueavec une fonction de lien log-logcomplémentaire, en excluant l’ordonnéeà l’origine et en incluant une variableindicatrice du moment où avait eu lieul’observation.

Puisque l’un des objectifs était dedéterminer si les facteurs de stress jouentun rôle médiateur dans la relation entrele faible revenu et une plus grandedétresse, nous avons procédé à uneanalyse de médiation21. Le but d’unetelle analyse consiste à déterminer siun médiateur donné (dans ce cas, lesfacteurs de stress) peut expliquer unepartie de la relation entre la variableindépendante (revenu) et la variabledépendante (grande détressepsychologique). L’existence d’un effetmédiateur est mise en lumière par laréduction de la relation entre la variableindépendante et la variable dépendantelorsque l’on prend en compte lemédiateur envisagé. Baron et Kenny21

fournissent une explication détailléeà cet égard. Afin d’assurer la cohérenceentre les modèles, nous avons tenu


urbaine ou rurale, le statut d’immigrant,le fait d’avoir des enfants et la situationd’activité. Le risque d’éprouver dela détresse était de 25 % plus élevéchez les femmes à faible revenu quechez celles à revenu élevé.

Autres facteurs de risqueAussi bien chez les hommes que chezles femmes, les autres caractéristiquesassociées de manière significative àun risque accru d’éprouver de la détresseétaient une moins bonne autoévaluationde l’état de santé et un score de détressede référence plus élevé. Chez leshommes, la présence d’enfants dansle ménage était associée à un risque

Tableau 1Prévalence de certaines caractéristiques dans l’échantillon, selon le sexe,Canada, 1994-1995

Hommes Femmes

Nombre Pourcentage Nombre Pourcentage

Taille de l’échantillon 5 014 100,0 5 934 100,0Revenu du ménageFaible 1 607 29,9 2 396 37,4Élevé 3 100 62,7 3 188 56,5Données manquantes 307 7,3 350 6,1

Âge (moyen) 42 … 43 …

État matrimonialMarié(e) 3 111 68,2 3 535 67,4Célibataire 1 330 24,4 1 109 17,0Divorcé(e)/veuf(ve)/séparé(e) 573 7,4 1 290 15,7

Lieu de résidenceRégion urbaine 3 692 81,7 4 565 83,7Région rurale 1 322 18,3 1 369 16,3

Lieu de naissanceCanada 4 336 81,5 5 141 80,9Étranger 678 18,5 793 19,1

Situation d’activitéOccupé(e) 3 139 65,7 2 729 47,1Chômeur(euse) 640 12,5 804 14,4Inactif(ve) 1 235 21,8 2 401 38,6

Présence d’enfants dans le ménageEnfants 3 145 64,7 4 342 74,3Enfants de moins de 12 ans 1 128 28,1 1 701 32,7

Facteurs de stressStress personnel 2 641 55,9 3 566 61,5Problèmes financiers 1 986 39,6 2 139 35,0Problèmes liés au quartier 1 177 24,6 1 375 24,0Problèmes liés aux enfants 1 071 21,0 1 496 24,7Problèmes de santé dans la famille 1 049 19,9 1 492 24,0Problèmes relationnels 509 11,2 712 14,1Tensions et contraintes au travail 358 7,0 536 9,0Événements récents de la vie (nombre moyen) 0,47 … 0,49 …… n’ayant pas lieu de figurerSource : Enquête nationale sur la santé de la population, 1994-1995 à 2006-2007.

chiffrant à 7 % dans le cas des hommeset à 9 % dans celui des femmes faisantpartie de l’échantillon.

Faible revenu et risqued’éprouver de la détresseTant chez les hommes que chez lesfemmes, une association significativese dégage entre le faible revenu duménage et un risque plus élevéd’éprouver de la détresse (tableau 2,modèle 1). Les hommes à faible revenuétaient 1,58 fois plus susceptiblesd’éprouver de la détresse que ceuxayant un revenu élevé, même aprèsavoir tenu compte des effets de facteurstels que l’âge, la résidence en région

compte uniquement des personnes pourlesquelles nous possédions des donnéescomplètes concernant toutes lesvariables, de sorte que nous avons exclu1 077 enregistrements, soit un peu plusde 2 % des observations.

Nous avons calculé le pourcentagede réduction du risque relatif (RR)associé au revenu entre le modèleexcluant les facteurs de stress (modèle 1)et celui les incluant (modèle 2), soit(RR1-RR2)/(RR1-1).

Résultats

Prévalence d’une grandedétresse et des facteurs destressAu sein d’une cohorte initiale de11 058 personnes de 18 à 75 ans dontle score de détresse était faibleen 1994-1995, nous avons observé1 191 cas de premier épisode de grandedétresse psychologique au cours dela période allant jusqu’en 2006-2007.Autrement dit, 11 % des membres dela cohorte ont éprouvé une grandedétresse à un moment donné au coursde ces douze années. Parmi l’échantillonde personnes pour lesquelles aucunedonnée ne manquait (n=10 948), nousavons relevé 47 379 personnes-périodesd’exposition au risque, ainsi que1 152 épisodes de grande détressepsychologique. Le nombre de cas degrande détresse était moins élevé chezles hommes que chez les femmes (407comparativement à 745).

En 1994-1995, certains facteurs destress étaient plus fréquents que d’autres(tableau 1). Le stress personnel, parexemple à cause d’attentes tropnombreuses de la part d’autrespersonnes, constituait le facteur de stressle plus courant, celui-ci ayant étémentionné par une majorité d’hommes(56 %) et de femmes (61 %). Le quartdes hommes et des femmes ont signalédes problèmes associés à leur quartier.Les problèmes relationnels étaientrelativement peu fréquents (11 % chezles hommes et 14 % chez les femmes).La prévalence des tensions et contraintesau travail était encore plus faible, se


significativement plus faible d’éprouverde la détresse comparativement àl’absence d’enfants. Dans le cas desfemmes, le risque d’éprouver de la

détresse était significativement plusélevé chez les jeunes et celles auchômage (plutôt qu’occupées).

Facteurs de stress et risque dedétresseExaminés séparément (tableau 3), laplupart des facteurs de stress étaientassociés à un risque de détresse

Tableau 2Risque relatif d’éprouver de la détresse, selon le groupe de revenu du ménage, les caractéristiquessociodémographiques, les facteurs de stress et le sexe, population à domicile, Canada, territoires non compris, 1994-1995 à 2006-2007

Hommes Femmes

Modèle 1 Modèle 2 Modèle 1 Modèle 2

Intervalle Intervalle Intervalle Intervallede confiance de confiance de confiance de confiance

de 95 % de 95 % de 95 % de 95 %Risque Risque Risque Risque

relatif de à relatif de à relatif de à relatif de à

Revenu du ménageFaible 1,58* 1,15 2,17 1,45* 1,07 1,98 1,25* 1,02 1,53 1,16 0,95 1,43Élevé† 1,00 … … 1,00 … … 1,00 … … 1,00 … …

Âge‡ 0,99 0,98 1,00 0,99 0,99 1,00 0,98* 0,97 0,99 0,99 0,98 1,00

État matrimonialMarié(e)† 1,00 … … 1,00 … … 1,00 … … 1,00 … …Célibataire 0,85 0,56 1,28 0,86 0,57 1,30 1,13 0,83 1,53 1,16 0,85 1,59Divorcé(e)/veuf(ve)/séparé(e) 1,28 0,86 1,91 1,30 0,87 1,94 1,09 0,85 1,38 1,08 0,84 1,38

Lieu de résidenceRégion urbaine† 1,00 … … 1,00 … … 1,00 … … 1,00 … …Région rurale 1,11 0,85 1,45 1,15 0,87 1,51 0,94 0,76 1,18 0,94 0,76 1,18

Lieu de naissanceCanada† 1,00 … … 1,00 … … 1,00 1,00 … …Étranger 1,22 0,86 1,74 1,24 0,87 1,77 1,13 0,86 1,48 1,13 0,86 1,48

Situation d’activitéOccupé(e)† 1,00 … … 1,00 … … 1,00 … … 1,00 … …Chômeur(euse) 1,00 0,65 1,53 1,44 0,97 2,12 1,43 1,00 2,04 1,56* 1,06 2,28Inactif(ve) 1,18 0,81 1,70 1,11 0,71 1,73 1,11 0,86 1,44 1,29 0,99 1,69

Présence d’enfants dans le ménageAucun 1,00 … … 1,00 … … 1,00 … … 1,00 … …Enfants 0,65* 0,46 0,91 0,68* 0,47 0,98 1,28 0,92 1,78 1,05 0,75 1,47Enfants de moins de 12 ans 0,96 0,62 1,49 0,92 0,60 1,41 0,89 0,69 1,14 0,90 0,71 1,14

Niveau de détresse de référence 1,53* 1,38 1,71 1,46* 1,30 1,64 1,59* 1,44 1,75 1,50* 1,36 1,66

Autoévaluation de la santé de référence 1,51* 1,32 1,74 1,47* 1,27 1,69 1,39* 1,25 1,55 1,33* 1,19 1,49

Facteurs de stress§

Tensions et contraintes au travail … … … 1,95* 1,28 2,97 … … … 1,34 0,97 1,85Problèmes financiers … … … 1,32 1,00 1,75 … … … 1,19 0,98 1,45Stress personnel … … … 1,26 0,96 1,66 … … … 1,61* 1,26 2,07Problèmes relationnels … … … 1,31 0,92 1,87 … … … 1,20 0,93 1,56Problèmes liés au quartier … … … 1,26 0,95 1,66 … … … 1,04 0,84 1,29Problèmes liés aux enfants … … … 0,88 0,62 1,23 … … … 1,23 0,98 1,54Problèmes de santé dans la famille … … … 1,07 0,79 1,47 … … … 0,96 0,79 1,17Événements récents de la vie … … … 1,06 0,91 1,23 … … … 1,13* 1,04 1,24

- 2 log-vraisemblance 3929,27 3873,61 5669,42 5594,51† catégorie de référence‡ utilisé comme une variable continue§ La catégorie de référence est l’absence du facteur de stress.* valeur significativement différente de l’estimation pour la catégorie de référence (p < 0,05)… n’ayant pas lieu de figurerSource : Enquête nationale sur la santé de la population, 1994-1995 à 2006-2007.


un facteur de risque significatif ni chezles hommes, ni chez les femmes.

Les facteurs de stress sont desmédiateurs de la relation entrele revenu et la détresseL’intégration des facteurs de stress dansle modèle atténue la relation entre lerevenu du ménage et la détresse. Laréduction de la statistique-2 log-vraisemblance lorsqu’on passedu modèle 1 au modèle 2 est significativepour les deux sexes, ce qui indiqueque la prise en compte des facteursde stress améliore l’ajustement dumodèle. La réduction du risque relatifassocié au faible revenu était de 22 %pour les hommes et de 36 % pour lesfemmes.

DiscussionLa présente étude établit que le faiblerevenu est associé à un plus grand risquede détresse, mais que ce risque estattribuable en partie à la plus forteprévalence des facteurs de stress dansla vie des personnes ayant un faiblerevenu. Les résultats de l’étude appuientl’hypothèse de causalité sociale dugradient de revenu dans la santé mentale,car elle montre qu’un faible revenu

précédait l’apparition d’une grandedétresse psychologique.

L’environnement social semble aussijouer un rôle dans cette relation. Commele seuil de revenu du ménage choisipour déterminer le groupe à faible revenuétait relativement élevé (1,5 fois le seuilde faible revenu ou moins), une forteproportion de participants à l’enquêten’étaient pas en situation de privationmatérielle. Nous concluons donc qued’autres facteurs que la privationmatérielle contribuent aux variationsde l’état de santé mentale selon le revenu.Alors que les problèmes financiers etles problèmes liés au quartier sontassociés plus étroitement aux ressourcesmatérielles, des facteurs de stress commeles problèmes avec les enfants et lesproblèmes relationnels sont davantagede nature sociale. Étant donné quel’association entre le revenu etl’apparition de la détresse psychologiquediminue lorsque l’on prend en compteles facteurs de stress, notre étudecorrobore le rôle médiateur joué parles facteurs de stress de nature socialedans les inégalités en matière de santéliées au revenu.

Les résultats de cette analyse sontanalogues à ceux des études portantsur les facteurs de stress à titre demédiateurs de la relation entre le revenuet l’état de santé physique qui sontréalisées au moyen d’analysestransversales22 et longitudinales23.D’autres travaux de recherche ontpermis d’établir le rôle des facteursde stress en ce qui concerne le gradientde revenu dans la santé mentale9,11,12,mais la nature longitudinale des donnéesanalysées ici fournit des preuves dela chronologie de la relation entre lerevenu et la détresse. En effet, il ressortde l’analyse qu’ensemble, une mauvaiseautoévaluation de la santé et la présenced’une détresse, même faible, lors del’entrevue de référence étaient desprédicteurs d’épisodes de grandedétresse psychologique, ce qui vientcorroborer les résultats d’analysestransversales. En outre, chez les sujetsde l’étude, le faible revenu et la présencede facteurs de stress ont précédél’apparition de la détresse.

Tableau 3Risque relatif d’éprouver de la détresse, selon les facteurs de stress et le sexe,après prise en compte des facteurs sociodémographiques, Canada, 1994-1995à 2006-2007

Hommes Femmes

Intervalle Intervallede confiance de confiance

de 95 % de 95 %Risque Risque

relatif de à relatif de à

Tensions et contraintes au travail† 2,04* 1,34 3,11 1,44* 1,04 1,99Problèmes financiers† 1,50* 1,14 1,96 1,34* 1,11 1,63Stress personnel† 1,38* 1,05 1,82 1,74* 1,37 2,21Problèmes relationnels† 1,51* 1,07 2,12 1,40* 1,07 1,82Problèmes liés au quartier† 1,41* 1,08 1,84 1,19 0,97 1,47Problèmes liés aux enfants† 0,99 0,70 1,39 1,39* 1,11 1,73Problèmes de santé dans la famille† 1,18 0,88 1,57 1,11 0,91 1,35Événements récents de la vie‡ 1,13 0,98 1,31 1,19* 1,09 1,30† catégorie de référence = facteur de stress non déclaré‡ risque relatif = accroissement du risque associé à un accroissement d’une unité des événements de la vie* valeur significativement différente de l’estimation pour la catégorie de référence (p < 0,05)Source : Enquête nationale sur la santé de la population, 1994-1995 à 2006-2007.

significativement plus élevé. Leshommes subissant des tensions et descontraintes au travail étaient deux foisplus susceptibles de finir par éprouverde la détresse que ceux ayant un emploipeu stressant; chez les femmes, lestensions et contraintes au travailaccroissaient ce risque de 44 %. Lesproblèmes financiers, le stress personnelet les problèmes relationnels étaienttous associés de façon significativeau risque d’éprouver de la détresse,aussi bien chez les hommes que chezles femmes. Dans le cas des hommes,les problèmes liés au quartier faisaientaugmenter le risque de 41 %. Par contre,ceux liés aux enfants étaient associésà la détresse chez les femmes maisnon chez les hommes : ainsi, les femmesdéclarant avoir des problèmes avecleurs enfants couraient un risque deressentir de la détresse supérieur de39 % à celui des femmes ne subissantpas ce facteur de stress. De même, lesévénements récents de la vie avaientun effet significatif chez les femmes,mais pas chez les hommes. À peu prèstous les événements de la vie mentionnésfaisaient augmenter de 20 % environla probabilité pour les femmes deressentir de la détresse. Les problèmesde santé dans la famille ne constituaient



Il existe une forte relation entre lefaible revenu et la santé mentale,y compris le fait de ressentir de ladétresse psychologique.La prévalence des facteurs destress est plus grande chez lesgroupes à faible revenu, ce quipeut expliquer une partie de cetterelation.La succession temporelle de cesfacteurs n’a pas été établie dansle cadre d'une enquête portant surla population canadienne.

Ce qu’apporte l’étudeCette étude révèle l’existenced’une relation significative entre lefaible revenu et des épisodesultérieurs de grande détressepsychologique et indique aussique les facteurs de stress sont lesmédiateurs d'une part modeste decette relation.L’environnement social quotidiendes Canadiens à faible revenujoue un rôle dans les inégalités enmatière de santé.

LimitesNotre analyse présente certaines limites.D’abord, toutes les données ont étéautodéclarées. Or, il est bien connuqu’une affectivité négative est associéeà la déclaration de facteurs de stress,d’un mauvais état de santé et d’unétat de détresse, si bien que les résultatspourraient refléter l’effet confusionnelde cette variable non mesurée24.Néanmoins, une autre étude a montréque l’affectivité négative peut s’inscriredans le rapport de causalité entre lesfacteurs de stress et la mauvaise santé,de sorte qu’il pourrait s’agir, non deconfusion, mais de médiation25.

Les participants à l’enquête ont étéinterviewés à intervalle de deux anset on ne dispose d’aucun renseignementsur ce qui leur est arrivé entre cesinterviews. Il se peut qu’ils aient connu,entre deux de ces observations, unépisode de grande détresse qui n’a pasété mesuré.

En outre, les facteurs de stress ontété mesurés uniquement lors des premier,quatrième, cinquième et sixième cycles;les résultats du premier cycle ont étéimputés aux deuxième ettroisième cycles. Or, il se peut que lesfacteurs de stress aient été résolus entreles premier et quatrième cycles, ouque de nouveaux facteurs de stress soientapparus mais n’aient pas été pris encompte.

Enfin, les participants à l’enquêten’ont pas tous fait l’objet d’un suivilors de tous les cycles. Bien que letaux d’attrition soit assez bas dans lecas de l’ENSP comparativement àd’autres enquêtes, un nombre importantde participants ont été perdus de vue

durant l’étude. Si les personnes quiont continué de participer à l’enquêtedifféraient systématiquement de cellesqui ont cessé de le faire, il se peutque les résultats présentent un biaissystématique. Toutefois, d’autresanalyses des données de l’ENSP ontétabli que les personnes perdues enraison de l’attrition n’étaient ni plusni moins susceptibles que les autresde connaître des épisodes de détresse26.Il est donc peu probable que l’attritionintroduise un biais dans les résultats.

ConclusionLes études futures devraient porter surles prédicteurs d’épisodes multiplesde détresse ainsi que sur la chronicitéde la détresse, deux points qui n’ontpas été analysés ici. Les changementstouchant le revenu pourraient aussiconstituer un important prédicteur dedétresse et devraient être étudiés plusà fond. Enfin, l’ajout d’autrescomposantes d’un modèle de processusde stress, comme le sentiment decontrôle, l’estime de soi et le soutiensocial, dans un modèle élargi pourraientaider à mettre en lumière lescheminements complexes entre lerevenu, les facteurs de stress et unmauvais état de santé mentale. Il estcertain que d’autres travaux de recherchesont requis, mais il ressort des résultatsprésentés ici qu’il faut examinerl’environnement social en le considérantcomme l’un des déterminants desinégalités de la santé mentale liées aurevenu au Canada.


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Statistique Canada, no 82-003-XPF au catalogue • Rapports sur la santé, vol. 20, no 1, mars 2009 31Histoire naturelle de la qualité de vie liée à la santé : une étude de cohorte de dix ans • Travaux de recherche

Histoire naturelle de la qualité devie liée à la santé : une étude decohorte de dix anspar Heather M. Orpana, Nancy Ross, David Feeny, Bentson McFarland, Julie Bernieret Mark Kaplan

Peu d’études se sont appuyées sur descourbes de croissance pour décrire lasanté à l’aide de donnéeslongitudinales5. Pourtant, lesestimations des changements d’étatde santé à mesure que les gensvieillissent fondées sur des donnéeslongitudinales diffèrent probablementbeaucoup de celles calculées d’aprèsdes données tranversales6. En outre,

nombre d’études menées selon uneapproche axée sur un modèle de courbede croissance ne portaient pas sur deséchantillons représentatifs, si bien queleur validité externe est limitée. Faitexception l’étude réalisée par Lianget coll., qui ont analysé des donnéesrecueillies auprès d’un échantillon de2 200 Japonais âgés au cours d’unepériode de 12 années7. Ils ont observé

Au Canada, comme dans la plupart des pays développés, l’âge moyen de la population

et les espérances de vie sont à la hausse1.L’évolution démographique résultante vers unepopulation comprenant une plus grandeproportion de personnes âgées a incité leschercheurs à comprendre comment la santé desadultes évolue du milieu à la fin de la vie. Lefait que la population connaisse unecompression de la morbidité qui limite lamauvaise santé aux quelques dernières annéesavant le décès2,3 ou une expansion de lamorbidité qui accroît le nombre d’années de vievécues en souffrant d’une maladie, d’uneincapacité ou d’une perte de qualité de la vie ades incidences sur la société dans son ensembleet sur le système de soins de santé4.

RésuméContexteEn tenant compte des effets du placement enétablissement et du décès, la présente étudedécrit les trajectoires normatives de la qualitéde vie liée à la santé (QVLS) au Canadapendant la transition du milieu à la fin de la vie.MéthodesUn échantillon représentatif de la populationnationale constitué de 7 915 adultes vivant dansla collectivité âgés de 40 ans et plus en 1994-1995 a été étudié au moyen de donnéescouvrant une période de dix ans provenant del’Enquête longitudinale nationale sur la santé dela population. Des modèles de courbe decroissance de la QVLS en fonction de l’âge ontété ajustés pour décrire l’évolution de la QVLS.Des modèles successifs ont été testés, enincluant d’abord uniquement les personnesayant vécu à domicile pendant la périodecomplète, puis en ajoutant celles qui avaientdéménagé dans un établissement de santé, etenfin, celles qui étaient décédées.RésultatsLa QVLS demeure généralement stable jusqu’àl’âge de 70 ans environ, puis elle commence àdiminuer. L’exclusion des personnes placées enétablissement ou l’omission de l’effet du décèsproduit des trajectoires de QVLS exagérémentoptimistes aux âges plus avancés.InterprétationCes résultats montrent qu’il importe de suivreles personnes qui sont placées enétablissement de santé et de tenir compte desdécès pour produire des estimations réalistesde la santé chez les populations vieillissantes.

Mots-clésVieillissement, état de santé, enquêtes sur lasanté, espérance de vie, longévité, étudeslongitudinales.

AuteursHeather M. Orpana (613-951-1650;[email protected]) et Julie Bernier(613-951-4556; [email protected])travaillent à la Division de l’information et de larecherche sur la santé à Statistique Canada,Ottawa (Ontario) K1A 0T6; Nancy Ross travailleà l’Université McGill; David Feeny travaille auKaiser Permanente Northwest; BentsonMcFarland travaille à la Oregon Health andScience University, et Mark Kaplan travaille à laPortland State University.

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une légère diminution del’autoévaluation de la santé (AES) de60 à 85 ans, après quoi celle-ci s’esteffectivement améliorée. Cependant,cet effet pourrait être dû au décès despersonnes dont l’AES était moins bonne.Dans une autre étude, McCullogh etcoll.8 ont examiné les participants àla Life Cycle Study of Children withHigh Ability de Terman sur une périodede 59 ans. Ils révèlent, tant pour leshommes que pour les femmes, unmodèle de détérioration de l’AES quidébute autour de 50 ans et qui devientplus prononcée autour de 70 ans, maisil est douteux que ces résultats puissentêtre généralisés à des populationsentières, vu qu’il s’agissait d’un groupechoisi d’individus qui étaientprobablement mieux nantis et,conséquemment, en meilleure santéque la plupart des populations.

L’objectif de la présente étude estde décrire la courbe de la qualité devie liée à la santé (QVLS) du milieuà la fin de l’âge adulte chez unéchantillon représentatif de Canadiens,en tenant compte du placement enétablissement de santé et de la mortalité.L’Enquête nationale sur la santé dela population (ENSP), qui estlongitudinale, offre une occasion uniqued’étudier les trajectoires de QVLSauprès d’un grand échantillon de lapopulation canadienne adulte9. L’ENSPprésente deux avantages pour ce typed’analyse. D’une part, elle suit lesindividus pendant la transition de lavie à domicile au placement enétablissement de santé (une expériencecourante chez les personnes les plusâgées)10 et, d’autre part, elle fournitdes renseignements sur les décèssurvenus dans l’échantillon.

Souvent, les effets du placement enétablissement de santé et de la mortalitésur les estimations de la santé à l’échellede la population ont été omis dansles études qui décrivent les courbesnormatives de l’état de santé11. Leplacement en établissement est unfacteur important à prendre enconsidération quand on estime la santéde la population, puisqu’en 1992, 24 %

de la population canadienne de 80 anset plus vivaient dans un établissementde soins de santé10. De nombreusesétudes longitudinales sont limitées àdes échantillons de ménages et, parconséquent, les membres les plusmalades de la société, qui vivent souventen établissement de santé, ne font paspartie de leur champ d’observation.Ces analyses donnent des estimationsexagérément optimistes de la santéde la population à mesure que celle-civieillit. Ignorer l’effet de la mortalitépeut aussi entraîner une surestimationde l’état de santé de la population âgée,car, en général, seuls les individusdont la santé est la meilleuresurvivent11,12.

À cause des différences de morbidité,de placement en établissement et demortalité selon le sexe, la présenteanalyse révèle des trajectoires distinctespour les hommes et pour les femmes.Même si certaines données montrentque les femmes vivent plus longtempsque les hommes, mais portent un pluslourd fardeau de morbidité13, lesdifférences de morbidité selon le sexechez les personnes qui demeurent envie ne sont peut-être pas aussiprononcées qu’on l’a laissé entendreauparavant. Au Canada, l’espérancede vie des femmes excède celle deshommes à la naissance (année deréférence 2002) et à 65 ans (annéede référence 2001) : 82,1 et 20,5 annéespour les femmes contre 77,2 et 17 annéespour les hommes14,15. En outre, lesfemmes ont une plus grande espérancede vie ajustée pour la santé (annéede référence 2001) à la naissance età 65 ans : 70,8 et 14,4 années pourles femmes contre 68,3 et 12,7 annéespour les hommes. Cependant, à 65 ans,moins d’hommes (77 %) que de femmes(85 %) présentent au moins un problèmede santé chronique, et les femmes sontbeaucoup plus susceptibles que leshommes d’avoir besoin d’aide pourvaquer aux activités instrumentalesde la vie quotidienne (29 % de femmescontre 15 % d’hommes)16. Entre 45et 79 ans, les hommes sont plussusceptibles que les femmes de vivre

dans un établissement tel qu’une maisonde soins infirmiers; par après, lesfemmes risquent davantage d’êtreplacées en établissement10.

Méthodes

Échantillon et donnéesLa présente analyse est fondée sur desdonnées longitudinales provenant dessix premiers cycles (1994-1995 à2004-2005) de l’Enquête nationale surla santé de la population (ENSP). Lapopulation cible du volet des ménagesde l’ENSP comprend la populationà domicile des dix provinces du Canadaen 1994-1995, à l’exclusion deshabitants des réserves indiennes etdes terres de la Couronne, ainsi quedes résidents des établissements desanté, des bases des Forces canadienneset de certaines régions éloignées del’Ontario et du Québec.

En 1994-1995, 20 095 ménages ontété sélectionnés pour faire partie dupanel longitudinal de l’ENSP. Deceux-ci, 86 % ont répondu au voletgénéral du questionnaire (17 276) et83,6 % des personnes sélectionnéespour participer à l’enquête ont réponduau questionnaire détaillé sur la santé.Aux cycles subséquents, les taux deréponse, basés sur les 17 276 personnessélectionnées, étaient de 92,8 % en1996-1997, de 88,3 % en 1998-1999,de 84,9 % en 2000-2001, de 80,8 %en 2002-2003, et de 77,6 % en2004-2005. Des renseignements plusdétaillés sur le plan de sondage,l’échantillon et les méthodes d’interviewde l’ENSP peuvent être consultés dansun autre rapport9. En 1994-1995, lesdonnées ont été recueilliesprincipalement par interview sur placeassistée par ordinateur et par la suite,principalement par interviewtéléphonique assistée par ordinateur.

Les participants à l’ENSP ont faitl’objet d’un suivi tous les deux ans.Au premier cycle de l’enquête, lamajorité d’entre eux ont été interviewéssur place et, lors des cycles ultérieurs,la majorité ont été interviewés partéléphone. L’analyse décrite ici porte


sur les données recueillies pendant unepériode de dix années (de 1994-1995à 2004-2005). L’érosion de l’échantillondue à la non-réponse s’est accrue d’uncycle à l’autre, mais après dix années,seulement 17 % des participants de40 ans et plus avaient été perdus devue au suivi, taux modestecomparativement à l’érosion observéedans d’autres études longitudinalesauprès des adultes d’un certain âge17.Comme la modélisation des courbesde croissance peut se faire même sides données manquent (sous certainesconditions), l’effet de la non-réponsedevrait, en principe, être minime dansla présente analyse5.

MesuresLa qualité de vie liée à la santé (QVLS)est définie comme étant « la valeurattribuée à la durée de la vie telle qu’elleest modifiée par les déficiences, lesétats fonctionnels, les perceptions etles possibilités sociales sur lesquelsla maladie, les blessures, les traitementsou les politiques exercent uneinfluence »18. L’instrument utilisé pourmesurer la QVLS est le Health UtilitiesIndex Mark 3 (HUI3). Ce dernier décritl’état de santé en fonction dehuit attributs, à savoir la vision, l’ouïe,la parole, la mobilité, la dextérité,l’émotion, la cognition, ainsi que ladouleur et le malaise19. Chaque attributcomporte cinq ou six niveaux qui varientde la déficience grave (par exemple,aveugle dans le cas de la vision) àl’absence de déficience. Un score estattribué à chacun des états de santéde l’HUI3 à l’aide de fonctions d’utilitébasées sur des scores de préférenceobtenus auprès d’un échantillon decanadiens. Donc, chaque personnepossède, pour chaque période de mesure,un score HUI3 qui reflète un niveauglobal de QVLS résultant de lacombinaison des niveaux observés pourles divers attributs.

Dans l’ensemble, les scores HUI3peuvent varier de -0,36 à 1,00. Un scorede 1,00 correspond à une santé parfaite,tandis qu’un score de 0 représente l’étatde décès, et un score inférieur à 0,

un état « pire que la mort ». Des scoresinférieurs à 0 sont possibles parce quecertaines combinaisons des attributsde l’état de santé ont été considéréespar l’échantillon de Canadiensparticipant à l’exercice de préférencecomme étant moins souhaitables qu’êtremort. Un score de -0,36 représente l’étatde santé résultant de la combinaisondes niveaux les plus faibles de chaqueattribut. Aux participants inclus dansles analyses pour le premier cycle aprèsleur décès, on a imputé un score HUI3de 0 pour le cycle en question. Parexemple, une personne décédée en 1997se verrait attribuer un score de 0 pourle cycle de 1998-1999, puis serait excluedes analyses par après.

L’âge, exprimé en années, a été centrésur 40 ans (en soustrayant 40 de l’âgedéclaré de chaque participant) afinde faciliter l’interprétation desestimations. Donc, pour les participantsdécédés, l’enregistrement pour le cyclequi suit le décès contenait une variabled’âge imputée ayant pour valeur l’âgeau moment du décès. Chacune de cesmesures d’âge ont également été élevéesau carré et au cube dans toutes lesanalyses afin d’évaluer les effetsquadratique et cubique, parce que denombreux états de santé sont associésà un taux croissant de déclin aux âgesplus avancés, sans l’accroissementinitial qui serait observé dans un modèlequadratique. Le modèle cubique sembleégalement être mieux ajusté aux donnéesbrutes portées en graphique.

AnalyseTrois groupes ont été créés pourl’analyse. Afin de montrer l’effet dela limitation de l’analyse aux personnesdont l’état de santé est le meilleur,seules les données sur celles vivantà domicile sont analysées dans lemodèle 1. Pour révéler l’effet de laprise en compte des personnes devenuessuffisamment malades pour être placéesen établissement de santé, le modèle 2comprend aussi les résidents de cesétablissements. Enfin, pour montrerque les descriptions de la santé de lapopulation sont fortement influencéespar le fait de ne pas tenir compte dudécès en tant qu’état de santé, lemodèle 3 comprend des données nonseulement pour tous les participantsen vie (personnes vivant à domicileou en établissement), mais aussi pourceux qui sont décédés – durant lepremier cycle où le décès est enregistré,l’âge au moment du décès et un scoreHUI3 de 0 étant les valeurs des données.Les données sur les personnes décédéesne sont pas incluses dans les cyclessubséquents.

Nous avons estimé des modèles decourbe de croissance multiniveaux pourdécrire la trajectoire normative de laQVLS en vue de répondre à la question« Comment la QVLS évolue-t-elle àpartir du milieu de la vie à mesureque les adultes vieillissent? ». Un modèlede courbe de croissance multiniveauxest un modèle linéaire hiérarchiquedans lequel les observations au cours

Tableau 1Caractéristiques de l’échantillon en 1994-1995 et observations au cours de lapériode étudiée, par groupe d’âge de dix années, population de 40 ans et plusen 1994-1995, Canada, territoires non compris

Observationsn en au cours de la HUI3 moyen

Groupe d’âge % de femmes 1994-1995 période étudiée en 1994-1995

40 à 49 48,5 2 511 7 037 0,8850 à 59 51,0 1 829 10 903 0,8560 à 69 53,0 1 655 8 678 0,8270 à 79 58,6 1 340 7 326 0,7780 à 89 61,3 518 3 562 0,6690 ans et plus 61,3 62 562 0,44Nota : Les dénombrements ne sont pas pondérés; les pourcentages et les moyennes sont des estimations pondérées.Source : Enquête nationale sur la santé de la population, 1994-1995 à 2004-2005.


du temps (niveau 1) sont emboîtéesdans une personne (niveau 2). L’analysetient compte du fait que les observationsayant trait à une même personne faitesà divers points dans le temps ne sontpas indépendantes5.

Nous avons créé un ensemble dedonnées personne-période contenantun enregistrement par participant pourchaque cycle pour lequel le score HUI3était disponible. Nous avons construitun modèle de courbe de croissanceinconditionnel à deux niveaux enMPLUS20 prédisant le score HUI3d’après l’âge, le carré de l’âge et decube de l’âge, et spécifiant l’ordonnéeà l’origine aléatoire, la pente et lestermes quadratique et cubique pourchacun des trois groupes analysés. Lepremier niveau est le modèle decroissance intra-individu, spécifié par :

HUIij = α0i + B1i(âgeij) +B2i(âge2

ij) + B3i(âge3ij) + rij

Le deuxième niveau tient compte dela variation des paramètres du modèleentre les individus (effets aléatoires).Sa spécification est :

α0i = γ00 + u0iB1i = γ10 + u1iB2i = γ20 + u2iB3i = γ30 + u3i

Nous avons utilisé des poidsnormalisés afin que l’échantillon soitreprésentatif de la populationcanadienne. Étant donné le plan de

sondage complexe de l’ENSP, qui peutproduire des estimations de varianceartificiellement faibles21, nous avonschoisi une valeur p prudente de 0,001comme seuil de signification afin deréduire le risque d’erreur de type I.

RésultatsL’échantillon composé de 7 915 adultesvivant dans la collectivité reflétait lapopulation canadienne à domicile de40 ans et plus en 1994-1995 etcomprenait 52 % d’hommes et 48 %de femmes. L’âge moyen était de 57 ans(fourchette de 40 à 102 ans en1994-1995). La plupart des participantsà l’enquête étaient mariés ou vivaientavec un ou une partenaire. Le tableau 1donne la répartition selon l’âge et lesexe par groupe d’âge de dix annéesen 1994-1995. Au cours de la périodede dix ans étudiée, 1 562 participantsà l’enquête sont décédés. Durant chacundes cycles, un petit nombre de personnes,variant de 62 au deuxième cycle à 160au cinquième cycle, ont été placéesen établissement.

En 1994-1995, le score HUI3 moyendes participants était de 0,833 et leurscore modal, de 0,973 (données nonprésentées). Le score HUI3 étaitnégativement asymétrique (asymétrie= -2,52). Comme prévu, il diminuaitavec l’âge (tableau 1). Les coefficientsde corrélation intraclasse (CCI), qui

donnent une idée de l’autocorrélationmoyenne de la variable dépendantesur l’ensemble des observations, étaientmoyens. Le CCI pour l’HUI3 au coursdu temps était de 0,48 pour les hommesvivant à domicile et de 0,52 pour lesfemmes. Parmi le groupe des personnesvivant à domicile ou en établissement,le CCI était de 0,47 pour les hommeset de 0,49 pour les femmes. Ces chiffresrévèlent un degré importantd’autocorrélation dans les données,environ la moitié des variations desscores HUI3 au cours du temps étantintra-individu, et l’autre moitié,inter-individus5, si bien qu’un modèlede courbe de croissance multiniveauxconvient pour ces données.

Comparativement aux femmes pourlesquelles des données complètes étaientdisponibles pour les six cycles(n=3 375), celles pour lesquelles desdonnées manquaient pour un à troiscycles (n=687) avaient descaractéristiques semblables pour cequi est de l’âge en 1994-1995 et lescore HUI3 de base. En revanche, lesfemmes pour lesquelles des donnéesmanquaient pour quatre à six cycles(n=300) étaient quatre ans plus jeuneset en légèrement meilleure santé quecelles dont les données étaientcomplètes. Chez les hommes pourlesquelles les données manquaient pourun à trois cycles (n=650), l’âge moyenétait inférieur de trois ans à celui des

Tableau 2Estimations des paramètres des modèles de courbe de croissance de l’HUI3 en fonction de l’âge pour les hommes etpour les femmes de 40 ans et plus en 1994-1995, Canada, territoires non compris

Modèle 1 Modèle 2 Modèle 3(à domicile uniquement) (à domicile et en établissement) (à domicile, en établissement et décédé(e)s)

Hommes Femmes Hommes Femmes Hommes FemmesEstimation Valeur t Estimation Valeur t Estimation Valeur t Estimation Valeur t Estimation Valeur t Estimation Valeur t

Effets fixesOrdonnée à l’origine 0,918722 119,99 0,911904 88,48 0,926754 115,0 0,917889 80,47 0,926585 106,95 0,921052 95,97Âge -0,005125 -3,75 -0,009304 -4,69 -0,007832 -5,55 -0,011380 -5,61 -0,008415 -4,91 -0,012727 -6,76Âge au carré 0,000279 3,62 0,000502 5,02 0,000483 6,0 0,000664 6,71 0,000548 5,38 0,000768 8,05Âge au cube -0,000007 -5,96 -0,000010 -6,95 -0,000011 -8,53 -0,000013 -9,35 -0,000015 -8,96 -0,000016 -11,89

Effets aléatoiresVariance ordonnée à l’origine 0,010974 5,68 0,017180 8,75 0,017049 3,11 0,032053 3,46 0,007577 3,40 0,015725 7,79Variance âge 0,000028 8,74 0,000022 7,43 0,000052 5,05 0,000058 4,25 0,000054 11,51 0,000034 10,43Nota : Toutes les estimations présentées sont significatives au seuil de 0,001. Les valeurs t (estimation/erreur-type de l’estimation) sont présentées au lieu de l’erreur-type pour réduire le nombre de

chiffres dans le tableau. L’âge est centré sur 40 ans.Source : Enquête nationale sur la santé de la population, 1994-1995 à 2004-2005.


hommes pour lesquels les donnéesétaient complètes (n=2 613), mais lescore HUI3 était presque identique.Parmi les hommes pour lesquels desdonnées manquaient pour quatre à sixcycles (n=290), l’âge moyen étaitinférieur de près de cinq années à celuides hommes dont les données étaientcomplètes et, comme on s’y attendraitpour un groupe plus jeune, leur santéétait légèrement meilleure. Cesdifférences relativement faibles entreles groupes portent à conclure que lesdonnées manquantes ontvraisemblablement eu peu d’effets surles résultats.

Courbe de croissancenormative pour la QVLSLe premier modèle de courbe decroissance étudié décrit séparémentles trajectoires de QVLS pour leshommes et pour les femmes. Les courbesde croissance représentent la courbede QVLS des Canadiens et desCanadiennes à partir de l’âge de 40 ans,sachant la QVLS observée dans lacohorte de 1994-1995 à 2004-2005.Les paramètres du modèle sont présentésau tableau 2 et les trajectoiresnormatives modélisées sont illustréesà la figure 1 pour les hommes et à lafigure 2 pour les femmes. Dans toutesles analyses, tant chez les hommesque chez les femmes, seules l’ordonnéeà l’origine et la fonction linéaire del’âge avaient des effets aléatoiressignificatifs (autrement dit, unevariation significative entre lesparticipants). Donc, nous n’avons inclusqu’une ordonnée à l’origine aléatoireet un terme d’âge dans la spécificationdu modèle. Comme le modèle necomprenait aucun prédicteurinter-individus, nous ne poussons pasplus loin l’interprétation de ces termesdans le présent article. La variabilitésignificative de ces composantes dumodèle indique que d’autres travauxdevraient être entrepris en vued’examiner les déterminants desdifférences inter-individus dans lestrajectoires de l’HUI3. La covarianceentre l’ordonnée à l’origine et la fonction

Figure 1Trajectoires de l’HUI3, selon l’âge, hommes de 40 ans et plus en 1994-1995,Canada, territoires non compris

Source : Enquête nationale sur la santé de la population, 1994-1995 à 2004-2005.

40 45 50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 100Âge

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

-0.2

-0.4

-0.6

-0.8

-1.0

Score HUI

En vie et décédés

En vie(à domicile et en établissement)

En vie(à domicile)

Espérance de vie à la naissance

(2002)Espérance

de vie à65 ans (2001)

Espérance de vie à65 ans

ajustée pour la santé (2001)

Espérance de vie à la naissance ajustée pour la santé (2001)

-1,0

-0,8

-0,6

-0,4

-0,2

0,0

0,2

0,4

0,6

0,8

1,0

Figure 2Trajectoires de l’HUI3, selon l’âge, femmes de 40 ans et plus en 1994-1995,Canada, territoires non compris

Source : Enquête nationale sur la santé de la population, 1994-1995 à 2004-2005.

40 45 50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 100Âge

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

-0.2

-0.4

-0.6

-0.8

-1.0

Score HUI

En vie et décédées

En vie(à domicile et en établissement)

En vie(à domicile)

Espérance de vie à65 ans (2001)

Espérance de vie à65 ans ajustée pour la santé (2001)

Espérance de vie à la naissance ajustée pour la santé (2001)

-1,0

-0,8

-0,6

-0,4

-0,2

0,0

0,2

0,4

0,6

0,8

1,0

Espérance de vie à la naissance

(2002)



Selon les normes mondiales, lapopulation canadienne estgénéralement en bonne santé,l’espérance de vie étant longuepour les hommes ainsi que pourles femmes.Les études transversalesindiquent que la santé et la qualitéde vie liée à la santé ont tendanceà diminuer avec l’âge.

Ce qu’apporte l’étudeLes Canadiens jouissent d’unehaute qualité de vie liée à la santédu milieu de la vie jusqu’aux âgesavancés.Les trajectoires de la qualité devie liée à la santé sont les mêmespour les hommes que pour lesfemmes, à l’exception d’unediminution appréciable chez lesfemmes dans la quarantaine.L’exclusion des données sur lespersonnes placées enétablissement et sur lespersonnes décédées produit uneimage exagérément optimiste duprocessus de vieillissement.

linéaire d’âge n’était significative dansaucun des modèles. Les effets des termesquadratique et cubique de l’âge, quantà eux, étaient significatifs dans tousles modèles.

Selon le modèle 1 (tableau 2), à l’âgede 40 ans, le score HUI3 moyen deshommes est de 0,92. Pour uneaugmentation de l’âge d’une année,ce score diminue d’une valeur égaleà la somme d’une diminution de0,005*(âge – 40), d’une augmentationde 0,0003*(âge – 40)2 et d’unediminution de 0,000007*(âge – 40)3.Même si les coefficients de l’équation

prédisant l’HUI3 d’après l’âge, le carréde l’âge et le cube de l’âge paraissentfaibles, à mesure que l’âge augmente,les effets de ces termes deviennent assezgrands, car une diminution du scoreHUI3 global de 0,03 ou plus estconsidérée comme étant cliniquementimportante22,23.

Les courbes de croissance obtenuespour les hommes et les femmes vivantà domicile (modèle 1) sont relativementsemblables, révélant une meilleureQVLS chez les hommes que chez lesfemmes avant l’âge de 74 ans, puisun renversement de cette tendance paraprès (tableau 2, figures 1 et 2). Unedifférence importante entre les hommeset les femmes est la diminution del’HUI3 chez les femmes les plus jeunesde la cohorte. De 40 à 50 ans, le scoreHUI3 moyen des femmes diminue de0,06, soit deux fois le seuil considérécomme cliniquement important. Aprèscette baisse initiale, la QVLS desfemmes vivant à domicile demeurerelativement stable jusqu’à environ70 ans, puis diminue pour s’établirautour de 0,70 à 80 ans.

Les résultats du modèle 2, quicomprend les participants à l’enquêtevivant à domicile ainsi qu’enétablissement, brossent un tableau moinsoptimiste que ceux du modèle 1. Après75 ans chez les hommes et après 80 anschez les femmes, la QVLS diminueplus fortement dans le modèle 2 quedans le modèle 1. Ce résultat n’estpas étonnant, parce que le score HUI3moyen est de 0,83 chez les membresde l’échantillon de personnes nonplacées en établissement, tandis qu’ilest de 0,14 dans l’échantillon depersonnes placées en établissement,et que le taux de placement enétablissement augmente avec l’âge.

En plus des personnes vivant àdomicile et en établissement, le modèle 3comprend les participants à l’enquêtedécédés dans le premier cycle aprèsleur décès, avec une valeur de 0 pourla QVLS à l’âge du décès. Ce modèlerévèle une baisse lente des scores, pourpasser de près de 1 à environ 0,8 chezles hommes et chez les femmes jusqu’à

peu près 70 ans, après quoi la QVLSdiminue plus rapidement pour leshommes que pour les femmes. Cesrésultats reflètent l’effet de la plusforte mortalité des hommes aux âgesplus avancés. Le fait de tenir comptedu décès a un effet important sur lescourbes de croissance : chez les hommes,la QVLS est plus faible après l’âgede 60 ans quand on tient compte despersonnes décédées plutôt que seulementde celles placées en établissement; chezles femmes, cette différence se dégageautour de 70 ans.

DiscussionEn moyenne, la QVLS demeurerelativement élevée du milieu à la finde la vie, ce qui donne à penser quela population âgée se porte bien etjouit d’une grande qualité de vie durantles années menant à l’espérance devie normale au Canada. Cesconstatations corroborent celles résultantde comparaisons internationales, quiindiquent que le classement du Canadaest élevé en ce qui concerne les mesuresde l’espérance de vie et de l’espérancede vie ajustée pour l’incapacité24,25.

Fait peut-être le plus important, laprésente étude montre que l’exclusiondes données sur les personnes placéesen établissement donne une vue biaiséedu processus de vieillissement, de mêmequ’omettre de tenir compte de lamortalité pour décrire la santé de lapopulation12. L’inclusion des personnesâgées vivant en établissement produitdes estimations moins optimistes, maisplus exactes, de la santé de la population.L’effet du décès sur la QVLS est plusimportant chez les hommes que chezles femmes jusqu’à un stade assez avancéde la vie, ce qui reflète la mortalitémoyenne plus précoce chez les hommeset les années supplémentaires vécuesavec une incapacité chez lesfemmes15,16. Retarder la mortalité ouréduire les problèmes de santé devraitproduire des courbes qui correspondentau maintien d’un niveau plus élevéde QVLS pendant une plus grande partiede la vie. De futures études pourraient


avoir pour objectif de comparer lescourbes de cohortes successives afinde déterminer si, quand on tient comptedu placement en établissement et dudécès, la santé de la populations’améliore effectivement.

Les résultats de la présente analyseconcordent avec ceux de certaines étudesportant sur les trajectoires del’autoévaluation de la santé (AES),qui ont révélé que l’AES diminue quandl’âge augmente8, mais contredisent ceuxd’une étude qui montre un accroissementde l’AES aux âges plus avancés7. Lesrésultats de cette dernière étude reflètentvraisemblablement un « effet desurvivant », en vertu duquel lespersonnes donnant les piresautoévaluations de leur santé meurentet sont donc éliminées de l’analyse.Même si on n’observe pasd’augmentation des scores chez lespersonnes plus âgées, la différence entreles modèles 1 et 3 démontre un « effetdu survivant ».

Les divergences entre les résultatsde la présente étude et ceux d’autrestravaux pourraient refléter desdifférences entre la QVLS, telle qu’elleest mesurée par l’HUI3, et l’AES utiliséecomme mesure de résultat. L’HUI3 (dansles autoévaluations des états de santé)et l’AES contiennent l’un et l’autreun élément de subjectivité, bien qu’àdes niveaux différents. Les résultatsde la présente étude soulignent qu’ilimporte d’éviter le biais de sélectionen suivant les sujets dans lesétablissements de soins de santé et enincluant dans l’analyse ceux qui sontdécédés durant la période de suivi.

LimitesLa présente étude est fondée sur desautoévaluations de l’état de santé quiont été transformées en un score d’utilitéde la santé déterminé d’après lespréférences sociétales pour divers étatsde santé. Les états de santé pourraient

ne pas être déclarés exactement, et lespréférences sociétales pour divers étatsde santé pourraient évoluer sur unelongue période, comme celle de dixans couverte par la présente étude. Enoutre, l’échantillon s’est érodé au coursdu temps – au dernier cycle analysé,près d’un participant sur cinq avaitété perdu de vue au suivi (et n’étaitpas décédé ni entré en établissement).Si l’état de santé du groupe de personnesperdues de vue au suivi diffèresystématiquement de celui des personnesqui ont continué de participer à l’étude,les résultats pourraient présenter unbiais. Toutefois, les personnes qui ontcessé de participer à l’étude étaientrelativement semblables à celles quiont continué, et elles étaient plus jeunes.Étant donné le grand nombre depersonnes plus jeunes participant àl’étude, l’effet de l’érosion estvraisemblablement dilué.

Les résultats présentés ici sontdescriptifs. Les modèles de courbe decroissance employés sont utiles pourdécrire les tendances au cours du temps,mais ne sont peut-être pas appropriéspour les analyses visant à expliquerces tendances. Comme l’âge a été centrésur 40 ans, l’ordonnée à l’origine estinterprétée comme étant la valeur del’HUI d’une personne de 40 ans. Pourles modèles explicatifs, d’autresméthodes de centrage de l’âge pourraientmieux convenir et rendre l’interprétationplus facile. Néanmoins, les résultatsdes analyses effectuées en centrant l’âgesur sa valeur moyenne (57) ne différaientpas considérablement de ceux produitspar les modèles présentés ici.

ConclusionBrièvement, les Canadiens sont, enmoyenne, en assez bonne santé durantla transition du milieu à la fin de lavie. Bien que les courbes de QVLSsoient semblables pour les hommeset les femmes, elles s’écartent quand

on tient compte du placement enétablissement et des décès. De surcroît,l’omission de ces deux variables brossele portrait d’une population en meilleuresanté qu’elle ne l’est en réalité, dumoins aux âges avancés.

La présente étude montre qu’ilimporte d’aller plus loin que les enquêtestransversales et auprès de la populationà domicile pour étudier les déterminantsd’un bon vieillissement. Elle montreaussi qu’il est nécessaire d’avoir accèsà des données ou à des enquêtes quienglobent les résidents desétablissements de santé.

Les futurs travaux de recherchedevraient porter sur la variationinter-individus du vieillissement enbonne santé et mettre l’accent sur lesprédicteurs d’un bon vieillissement,tel qu’il est défini par la QVLS. Detels travaux nous permettront de mieuxcomprendre le vieillissement en ce quia trait à la santé, définie de manièregénérale, et de découvrir par quelsmoyens les politiques et les programmespeuvent favoriser le vieillissement ensanté.

Financement etconflit d'intérêtL’étude a été financée par la subventionAG027129 du National Institute onAging, des National Institutes of Health.David Feeny a une participationfinancière dans Health UtilitiesIncorporated (HUInc.), Dundas(Ontario), Canada. HUInc. distribuele matériel relatif au Health UtilitiesIndex (HUI) protégé par droits d’auteurset offre des conseils méthodologiquesconcernant l’utilisation de l’HUI. Aucunpaiement n’a été fait à HUInc. pourl’utilisation de l’HUI dans l’enquêted’où proviennent les données surlesquelles s’appuie le présent rapport.


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Statistique Canada, no 82-003-XPF au catalogue • Rapports sur la santé, vol. 20, no 1, mars 2009 39Consommation de médicaments chez les Canadiens âgés • Santé en bref

Consommation de médicamentschez les Canadiens âgéspar Pamela L. Ramage-Morin

La prise de plusieurs médicaments (surordonnance ou en vente libre) est unepréoccupation répandue en ce qui a traità la santé des personnes âgées2-5. En2005, les pharmaciens ont dispenséen moyenne 35 ordonnances parpersonne de 60 à 79 ans, et74 ordonnances par personne de 80 anset plus, comparativement à une moyenneglobale de 14 ordonnances parCanadien6. Les personnes qui prennentplusieurs médicaments en même tempssont plus susceptibles de connaîtredes effets secondaires, et les personnesâgées sont particulièrement vulnérables,en raison de la comorbidité et deschangements physiologiques associésà l’âge3,4,7-9.

Il existe au Canada un besoin dedonnées sur le nombre de personnesâgées qui prennent des médicamentset chez qui il existe un risque élevéd’effets secondaires découlant de laprise de plusieurs médicaments. La

présente étude aborde ces questionsà partir de données d’échantillonsreprésentatifs au niveau national depersonnes âgées vivant dans desménages privés et dans desétablissements de soins de santé delongue durée (voir Les données). Enoutre, l’étude révèle les types demédicaments les plus fréquemmentdéclarés et les facteurs de santé associésà la consommation de médicamentschez les personnes âgées.

Consommation de médicamentsÀ peu près tous les résidents desétablissements de soins de santéprenaient des médicaments : 97 %avaient pris un médicament au coursdes deux derniers jours (tableau 1).De même, une grande majorité (76 %)des personnes âgées vivant dans desménages privés avaient pris desmédicaments.

Les médicaments sur ordonnance, les médicaments en vente libre et les produits

de médecine naturelle et de médecine douce sontlargement utilisés au Canada, particulièrementpar les personnes âgées. Même si lesmédicaments jouent un rôle important auchapitre des soins de santé et de la gestion de lamaladie, leur consommation n’est pas sansrisque1.

RésuméSelon les données de l’Enquête nationale sur lasanté de la population de 1996-1997(composante des établissements de soins desanté) et de 1998-1999 (composante desménages), les personnes âgées sont de grandsconsommateurs de médicaments surordonnance, de médicaments en vente libre etde produits de médecine naturelle et demédecine douce. La presque totalité (97 %) despersonnes âgées vivant dans desétablissements de soins de santé de longuedurée consommaient des médicaments(consommation de médicaments au cours desdeux jours ayant précédé l’entrevue), toutcomme 76 % des personnes vivant dans desménages privés. Plus de la moitié (53 %) despersonnes âgées vivant en établissement, et13 % de celles vivant dans des ménages privésprenaient plusieurs médicaments (cinqmédicaments différents ou plus en mêmetemps). La consommation de médicaments et laprise de plusieurs médicaments étaient toutesles deux associées à la morbidité. Lesmédicaments pour le système nerveux, le tubedigestif et le métabolisme, ainsi que le systèmecardiovasculaire, étaient les plus fréquemmentdéclarés. Chez les personnes âgées vivant enétablissement, celles qui avaient la maladied’Alzheimer étaient moins susceptibles deprendre plusieurs médicaments que celles quin’avaient pas cette maladie.

Mots-clésVieillissement, études transversales, morbidité,médicaments en vente libre, polypharmacie,médicaments sur ordonnance.

AuteurePamela L. Ramage-Morin (613-951-1760;[email protected]) travailleà la Division de l’information et de la recherchesur la santé de Statistique Canada, Ottawa(Ontario) K1A 0T6.

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Les donnéesLes estimations de la consommation de médicaments chez les personnes âgées sont fondées sur les derniers cycles de l’Enquête nationale sur la santé de lapopulation (ENSP) pour lesquels des données ont été recueillies sur la consommation de médicaments au cours des deux jours ayant précédé l’entrevue del’enquête. Des renseignements détaillés sur l’ENSP se trouvent dans le site Web de Statistique Canada (http://www.statcan.gc.ca), et des descriptions du plande sondage, de l’échantillon et des méthodes d’interview de l’enquête sont disponibles dans d’autres publications10,11.

Le fichier des ménages de l’ENSP vise les résidents des ménages de toutes les provinces, sauf la population des réserves indiennes, des bases des Forcescanadiennes et de certaines régions éloignées. La présente analyse est fondée sur les données du cycle 3 (1998-1999). Pour ce cycle, le taux de réponse desménages a été de 87,6 % et le taux de réponse des personnes sélectionnées, de 98,5 %. Au total, 11 % de l’échantillon des personnes âgées vivant dans lesménages (317 personnes) ont eu recours à la déclaration par personne interposée (tableau A en annexe).

Le fichier des établissements de santé de l’ENSP porte sur les personnes vivant dans les hôpitaux, les établissements de soins infirmiers et les établissementspour personnes handicapées. La présente analyse se fonde sur les données du cycle 2 (1996-1997), auquel le taux de réponse des établissements a été de100 % et le taux de réponse individuel, de 89,9 %. Au total, 59 % de la population des établissements (1 013 personnes) ont eu recours à la déclaration parpersonne interposée. Dans 49 % des cas, la déclaration était faite par un membre de la famille de la personne et dans 10 % des cas, par un membre dupersonnel de l’établissement.

Le tableau A en annexe donne la répartition démographique des échantillons et des populations analysés.

Les principales variables de résultats de la présente étude sont la consommation de médicaments et la prise de plusieurs médicaments. La consommation demédicaments concerne les médicaments sur ordonnance et les médicaments en vente libre, y compris les produits de médecine naturelle et de médecinedouce. Les résidents des ménages, qui sont habituellement interviewés par téléphone, ont dû regrouper leurs médicaments et en lire le nom sur les contenants.Dans le cas de la composante des établissements de soins de santé, un membre du personnel de l’établissement a fourni ces données. Comme les personnesâgées vivant en établissement ne peuvent habituellement pas prendre de médicaments sans prescription médicale, les médicaments déclarés auront tous étéclassés comme « prescrits ». Consommateur actuel s’entend de la personne qui a pris des médicaments au cours des deux jours ayant précédé l’entrevue.

Les termes prise de plusieurs médicaments et polypharmacie sont parfois utilisés l’un pour l’autre. Le deuxième a été défini dans la littérature en termes relatifs(par exemple, l’administration d’un nombre excessif de médicaments) ainsi qu’absolus (de deux à plus de six médicaments pris simultanément)5,12-15. Onprivilégie ici prise de plusieurs médicaments, qui, en l’occurrence, signifie la prise actuelle de cinq médicaments différents et plus. Le seuil de cinq est assezconservateur par rapport à d’autres seuils de définition de la polypharmacie, et il concorde avec celui d’une autre étude de Statistique Canada réalisée à partirdes données de l’ENSP16.

Les participants à l’ENSP qui ont déclaré consommer des médicaments ont dû les nommer; des données ont été recueillies pour un maximum de12 médicaments. Leur liste ayant été dressée d’après l’ordre de déclaration, ceux-ci n’ont pu être classés selon leur force ou leur importance. Ils ont été codésen utilisant l’édition canadienne du Système de classification anatomique thérapeutique chimique (ATC).

L’autoévaluation de la santé a été déterminée grâce à la question suivante : « En général, diriez-vous que votre santé est : … » Les cinq catégories de réponseont été combinées en deux, une bonne/très bonne/excellente santé représentant une autoévaluation « positive » de l’état de santé, et une santé passable/mauvaise, une autoévaluation « négative » de l’état de santé.

La douleur chronique a été définie à partir de la réponse « Non » à la question : « Habituellement, êtes-vous sans douleurs ou malaises? »

On a déterminé la présence d’un problème de santé chronique en demandant aux participants à l’enquête si un médecin avait diagnostiqué chez eux unproblème de santé chronique à long terme, c’est-à-dire qui avait déjà duré ou qui devait durer six mois ou plus. On leur a par la suite lu une liste de problèmesde santé, y compris l’incontinence, l’arthrite, le diabète, la maladie cardiaque, l’infarctus, la maladie d’Alzheimer ou toute autre forme de démence cérébrale, etla cataracte. Dans le cas de la population en établissement, incontinence s’entend de l’incontinence urinaire et intestinale, alors que pour la population àdomicile, elle se limite à l’incontinence urinaire. Une liste exhaustive des problèmes de santé chroniques a servi à estimer le nombre total de problèmes desanté chroniques de chaque participant à l’enquête (tableau B en annexe). On a réparti les résultats selon trois catégories possibles : aucun ou 1, 2 et 3 etplus.

L’analyse est fondée sur des échantillons indépendants de ménages et d’établissements. Les données ont été pondérées pour prendre en compte lesrépartitions selon l’âge et le sexe de chacune des populations cibles. Des fréquences pondérées et des totalisations croisées ont servi à estimer la proportion depersonnes ayant consommé des médicaments ou pris plusieurs médicaments au cours des deux derniers jours, selon certaines caractéristiques. On a utilisé larégression logistique pour modéliser les associations entre les indicateurs de mauvaise santé (douleur chronique et nombre de problèmes de santé chroniques)et la prise de plusieurs médicaments, tout en neutralisant les effets du sexe, de l’âge, du niveau de scolarité et de la déclaration par personne interposée. Afinde tenir compte des effets du plan de sondage, on a estimé les erreurs-types et les coefficients de variation au moyen de la technique du bootstrap17-19.

La présente étude comporte un certain nombre de limites. Les données pour les établissements sont tirées de l’ENSP de 1996-1997, tandis que celles serapportant aux ménages proviennent de l’ENSP de 1998-1999. Ces cycles de l’enquête fournissent les données les plus récentes sur la prise de plusieursmédicaments. Le nombre de problèmes de santé chroniques peut varier selon qu’il s’agit des participants dans les ménages ou les établissements, en partieparce que les listes des problèmes de santé variaient elles aussi d’un cycle à l’autre (tableau B en annexe). Par ailleurs, les problèmes de santé chroniques ontété autodéclarés et n’ont été vérifiés par aucune autre source.

Les participants à l’enquête qui ont déclaré avoir pris des médicaments au cours des deux derniers jours pouvaient en nommer jusqu’à 12 différents. Or, 7enregistrements sur 2 851 dans le cas des ménages et 27 enregistrements sur 1 711 dans celui des établissements en indiquaient plus de 12. En revanche, lesdonnées sur le nombre de médicaments différents pris au cours des deux derniers jours manquaient dans 18 et 73 cas, respectivement.

Il est possible que les participants à l’enquête n’aient pas considéré comme des médicaments certains produits en vente libre, par exemple, les vitamines et lesproduits naturels ou à base de plantes médicinales, de sorte que le nombre véritable de médicaments peut avoir été sous-estimé.

Une part importante des sujets — 11 % dans le cas des ménages et 59 % dans celui des établissements — ont eu recours à la déclaration par personneinterposée. Toutefois, le fait d’exclure ces personnes (comptant parmi les personnes âgées les plus malades ou ayant les plus grandes déficiences cognitives)aurait introduit un biais dans les données.


Parmi la population à domicile, lesfemmes étaient plus susceptibles queles hommes d’avoir pris desmédicaments au cours des deux derniersjours, et les personnes de 75 à 84 ansétaient plus susceptibles d’en avoirpris que celles de 65 à 74 ans. Lesdifférences selon le niveau de scolaritéou la déclaration par personne interposéen’étaient pas évidentes.

Dans le cas des personnes âgéesvivant en établissement, la probabilitéde prendre des médicaments ne différaitpas selon le sexe, le groupe d’âge, leniveau de scolarité ou la réponse parpersonne interposée.

Prise de plusieurs médicamentsAu total, 53 % des personnes âgéesvivant dans des établissements de soinsde santé et 13 % de celles vivant dansdes ménages privés (tableau 1, figure 1)ont indiqué avoir pris plusieursmédicaments (cinq médicaments

Tableau 1Pourcentage de personnes ayant consommé des médicaments et ayant pris plusieurs médicaments au cours des deuxderniers jours, selon certaines caractéristiques, population à domicile et population en établissement de 65 ans et plus,Canada, territoires non compris, 1998-1999 (ménages) et 1996-1997 (établissements)

Consommation de médicaments Prise de plusieurs médicaments

Ménages Établissements Ménages Établissements

Intervalle de Intervalle de Intervalle de Intervalle deconfiance confiance confiance confiancede 95 % de 95 % de 95 % de 95 %

Pourcentage de à Pourcentage de à Pourcentage de à Pourcentage de à

Total 76,3 74,2 78,4 96,7 95,8 97,6 12,8 11,0 14,7 53,1 49,7 56,5SexeHommes 71,9 * 68,8 74,9 96,5 94,9 98,1 11,6 9,2 14,0 51,3 45,9 56,7Femmes† 79,7 77,0 82,4 96,8 95,7 97,8 13,8 11,5 16,2 53,8 49,8 57,8Groupe d’âge65 à 74† 73,4 70,4 76,3 97,2 95,3 99,2 10,5 8,5 12,5 52,6 45,8 59,575 à 84 80,8 * 77,4 84,2 96,9 95,3 98,4 16,3* 13,3 19,4 56,9 51,9 61,985 et plus 77,9 71,2 84,5 96,4 95,2 97,6 14,4E 7,3 21,5 50,7 46,3 55,1ScolaritéPas de diplôme d’études secondaires† 76,9 74,1 79,8 96,7 95,6 97,7 14,2 11,6 16,7 54,5 50,6 58,5Au moins un diplôme d’études secondaires 75,7 72,7 78,7 97,0 95,5 98,5 11,6 9,4 13,8 51,1 44,9 57,2Déclaration par personneinterposéeOui 75,8 69,7 81,9 96,8 95,6 97,9 14,4 9,8 19,1 45,4* 41,0 49,8Non† 76,4 74,2 78,5 96,6 95,2 98,0 12,6 10,6 14,5 64,9 60,3 69,5† catégorie de référence* valeur significativement différente de l’estimation observée pour la catégorie de référence (p < 0,05)Source : Enquête nationale sur la santé de la population, fichiers transversaux, 1998-1999 (ménages) et 1996-1997 (établissements).

E à utiliser avec prudence (coefficient de variation de 16,6 % à 33,3 %)F trop peu fiable pour être publié (coefficient de variation de plus de 33,3 %)Source : Enquête nationale sur la santé de la population, fichiers transversaux, 1998-1999 (ménages) et 1996-1997

(établissements).

3.3

7.0

9.8

13.013.9

12.0

10.18.4

7.15.6

4.0

6.0

23.722.6

19.4

13.3

8.1

4.93.6

2.00.5 0.7 0.6 0.4

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 et plus

Nombre de médicaments

Établissements Ménages

E11

EEEF

23,722,6

19,4

13,3

8,1

4,93,6

2,03,3

7,0

9,8

13,013,9

12,0

10,18,4

7,15,6

4,0

6,0

Figure 1Pourcentage de personnes ayant consommé des médicaments au cours desdeux derniers jours, selon le nombre de médicaments, population à domicileet population en établissement de 65 ans et plus, Canada, territoires noncompris, 1998-1999 (ménages) et 1996-1997 (établissements)


différents et plus au cours des deuxderniers jours). La probabilité de prendreplusieurs médicaments ne différait passelon le sexe, peu importe si lespersonnes vivaient dans des ménagesprivés ou dans des établissements.

Tableau 2Pourcentage de personnes ayant consommé des médicaments et ayant pris plusieurs médicaments au cours des deuxderniers jours, selon l’autoévaluation de l’état de santé, la douleur chronique et d’autres problèmes de santéchroniques, population à domicile et population en établissement de 65 ans et plus, Canada, territoires non compris,1998-1999 (ménages) et 1996-1997 (établissements)

Consommation de médicaments Prise de plusieurs médicaments

Ménages Établissements Ménages Établissements

Intervalle de Intervalle de Intervalle de Intervalle deconfiance confiance confiance confiancede 95 % de 95 % de 95 % de 95 %

Pourcentage de à Pourcentage de à Pourcentage de à Pourcentage de à

Total 76,3 74,2 78,4 96,7 95,8 97,6 12,8 11,0 14,7 53,1 49,7 56,5Mauvais état de santé autoévaluéOui 91,1* 88,2 94,0 97,5 96,5 98,5 32,2* 27,3 37,2 58,8* 54,6 63,0Non† 71,9 69,5 74,4 95,6 93,9 97,3 7,1 5,7 8,5 45,6 40,9 50,3Douleur chroniqueOui 89,0* 85,9 92,1 97,9* 96,8 98,9 23,6* 19,0 28,2 66,6* 61,4 71,8Non† 71,7 69,3 74,2 96,2 94,9 97,4 8,9 7,2 10,6 45,8 41,5 50,0IncontinenceOui 87,5* 81,8 93,3 97,0 95,8 98,2 26,6* 19,0 34,3 52,5 48,6 56,4Non† 75,4 73,2 77,5 96,3 94,8 97,7 11,7 9,8 13,7 54,0 49,2 58,7ArthriteOui 84,7* 82,2 87,3 97,3 96,0 98,7 18,8* 15,8 21,9 62,2* 58,6 65,9Non† 69,4 66,6 72,3 96,1 94,9 97,4 8,0 6,1 9,9 45,3 40,9 49,6DiabèteOui 92,8* 89,3 96,4 100,0* 100,0 100,0 31,6* 24,4 38,8 74,6* 69,7 79,5Non† 74,2 71,9 76,5 96,1 95,1 97,1 10,4 8,8 12,1 49,3 45,6 53,1Maladie cardiaqueOui 97,9* 96,6 99,2 98,3* 96,7 99,9 37,1* 31,3 42,9 67,7* 62,7 72,7Non† 71,8 69,4 74,2 96,1 95,0 97,2 7,8 6,3 9,3 47,7 43,6 51,9InfarctusOui 93,4* 87,6 99,3 99,0* 98,0 100,0 30,6*E 20,5 40,7 61,5* 56,7 66,2Non† 75,5 73,3 77,7 96,0 94,9 97,1 12,0 10,2 13,8 50,6 46,6 54,5Maladie d'Alzheimer ouautre forme de démence cérébraleOui 87,1 75,1 99,0 96,0 94,4 97,5 33,7*E 14,4 53,1 39,7* 34,9 44,4Non† 76,2 74,1 78,3 97,2 96,2 98,1 12,6 10,8 14,4 61,7 58,0 65,3CataracteOui 85,4* 81,3 89,5 96,4 94,8 98,0 17,0* 12,8 21,3 57,4* 51,8 63,0Non† 74,3 72,0 76,6 96,8 95,9 97,8 11,9 10,0 13,8 51,3 47,8 54,8Nombre de problèmesde santé chroniquesAucun ou un† 57,5 54,0 61,0 93,4 90,8 96,6 2,4E 1,3 3,4 43,0 35,7 50,4Deux 85,0* 81,5 88,5 94,9 91,7 98,2 8,2*E 5,6 10,9 38,2 31,0 45,5Trois et plus 93,9*‡ 91,9 95,8 97,9* 97,0 98,8 29,7*‡ 25,6 33,8 58,6*‡ 55,0 62,3† catégorie de référence* valeur significativement différente de l’estimation observée pour la catégorie de référence (p < 0,05)‡ valeur significativement différente de l’estimation observée pour deux problèmes de santé chroniques (p < 0,05)E à utiliser avec prudence (coefficient de variation de 16,6 % à 33,3 %)Nota : L’« incontinence » comprend l’incontinence urinaire et intestinale pour la population vivant en établissement, mais se limite à l’incontinence urinaire pour la population à domicile.Source : Enquête nationale sur la santé de la population, fichiers transversaux, 1998-1999 (ménages) et 1996-1997 (établissements).

Ce n’est que parmi les résidents desménages que l’on a noté une différenceselon le groupe d’âge, ceux de 75 à84 ans étant plus susceptibles de prendreplusieurs médicaments que les plusjeunes (16 % comparativement à 11 %).Dans le cas des personnes âgées vivant

en établissement, celles qui ont fournileur réponse par personne interposéeétaient significativement moinssusceptibles de déclarer prendreplusieurs médicaments (45 %) que cellesayant répondu en leur propre nom(65 %).


La consommation de médicaments,y compris la prise de plusieursmédicaments, avait tendance à êtreassociée positivement à des indicateursde mauvaise santé. Par exemple, lespersonnes âgées qui évaluaient leurétat de santé général comme mauvaisétaient plus susceptibles d’avoir priscinq médicaments différents ou plusau cours des deux derniers jours quecelles qui étaient en meilleure santé(tableau 2). De même, le nombre deproblèmes de santé chroniques déclarés,la présence de douleur chronique etdes problèmes de santé chroniquesparticuliers étaient associés à la prisede médicaments (tableau 2). Mêmelorsque le sexe, l’âge, le niveau descolarité et la déclaration par personneinterposée étaient pris en compte, laprésence de douleur chronique et unplus grand nombre de problèmes desanté chroniques étaient chacun associésde façon indépendante à une cote plusélevée exprimant la possibilité deprendre plusieurs médicaments dansle modèle entièrement contrôlé(tableau 3).

Une exception digne de mentionaux associations positives entre lesproblèmes de santé chroniques et laprise de médicaments a été notée chezles personnes âgées vivant enétablissement qui avaient la maladied’Alzheimer ou une autre forme dedémence cérébrale (tableau 2). Cespersonnes étaient moins susceptiblesde prendre plusieurs médicaments queles personnes âgées vivant enétablissement qui ne souffraient pasde cette maladie : 40 %comparativement à 62 %. Celareprésente l’inverse de l’associationpour les personnes âgées vivant dansdes ménages, chez qui une proportionplus élevée de personnes ayant lamaladie d’Alzheimer ont déclaréprendre plusieurs médicaments (34 %),par rapport aux personnes n’ayant pascette maladie (13 %). Parmi lespersonnes âgées vivant en établissement,la moyenne d’âge de celles qui avaientou qui n’avaient pas la maladied’Alzheimer ne différait pas, même

Tableau 3Rapports de cotes corrigés reliant la prise de plusieurs médicaments àcertaines caractéristiques, population à domicile et population enétablissement de 65 ans et plus, Canada, territoires non compris, 1998-1999(ménages) et 1996-1997 (établissements)

Prise de plusieurs médicaments

Ménages Établissements

Intervalle de Intervalle deconfiance confiance

Rapport de 95 % Rapport de 95 %de cotes de cotes

corrigé de à corrigé de à

Indicateurs d’une mauvaise santéDouleur chroniqueOui 1,8* 1,3 2,4 2,1* 1,5 3,0Non† 1,0 … … 1,0 … …Nombre de problèmesde santé chroniquesAucun ou un† 1,0 … … 1,0 … …Deux 3,4* 1,9 6,0 0,9 0,6 1,4Trois et plus 14,8* 8,8 24,9 2,3* 1,5 3,4

Caractéristiques sociodémographiquesSexeHommes 1,1 0,8 1,5 0,9 0,7 1,2Femmes† 1,0 … … 1,0 … …Âge (continu) 1,0 0,99 1,04 0,99 0,97 1,00

ScolaritéPas de diplôme d’études secondaires† 1,0 … … 1,0 … …Diplôme d’études secondaires 0,9 0,7 1,3 0,9 0,7 1,2Déclaration par personne interposéeOui 1,4 0,8 2,2 0,4* 0,3 0,6Non† 1,0 … … 1,0 … …Information sur le modèleTaille de l’échantillon 2 820 1 364Échantillon de personnes prenant plusieurs médicaments 365 747Enregistrements supprimés en raison de valeurs manquantes 31 347

... n’ayant pas lieu de figurer† catégorie de référence* valeur significativement différente de l’estimation observée pour la catégorie de référence (p < 0,05)Source : Enquête nationale sur la santé de la population, fichiers transversaux, 1998-1999 (ménages) et 1996-1997

(établissements).

si les personnes souffrant de la maladied’Alzheimer déclaraient en moyenneun plus grand nombre de problèmesde santé chroniques (4,3comparativement à 3,4). En dépit dela tendance vers un plus grand nombrede problèmes de santé chroniques, lespersonnes âgées vivant en établissementet ayant la maladie d’Alzheimer étaientmoins susceptibles d’avoir de la douleurchronique (28 % comparativement à44 %) et moins susceptibles de prendredes médicaments contre la douleur(44 % comparativement à 58 %), etelles prenaient en moyenne un moins

grand nombre de médicaments dansl’ensemble que les personnes âgéesvivant en établissement qui n’avaientpas la maladie d’Alzheimer ou une autreforme de démence cérébrale(4,4 médicaments comparativement à5,9).

Types de médicamentsLes médicaments les plus fréquemmentdéclarés par les personnes âgées étaientceux agissant sur le système nerveux,le tube digestif et le métabolisme, ainsi


Tableau 4Prévalence du type de médicament pris au cours des deux derniers jours,selon le système anatomique et la sous-catégorie, population à domicile etpopulation en établissement de 65 ans et plus, Canada, territoires noncompris, 1998-1999 (ménages) et 1996-1997 (établissements)


Population PopulationSystème anatomique† Sous-catégorie‡ estimée Prévalence estimée Prévalence

en milliers % en milliers %

Système nerveux 1 222 36,6 138 78,3Analgésiques 939 76,9 88 64,3Psycholeptiques 276 22,6 76 55,3Psychoanaleptiques 131 10,7 34 24,4Médicaments contre la maladie de Parkinson 25E 2,1E 20 14,8Antiépileptiques 65E 5,3E 16 11,6

Tube digestif/métabolisme 781 23,5 124 70,8Laxatifs 74E 9,5E 78 62,5Antiacides, médicaments contre les ulcères gastroduodénaux/ la flatulence 311 39,8 42 33,7Suppléments minéraux 123 15,7 22 17,8Vitamines 95 12,2 22 17,5Médicaments contre le diabète 269 34,4 19 14,9

Système cardiovasculaire 1 455 43,5 96 54,9Diurétiques 536 36,9 56 58,3Médicament en cardiologie 289 19,9 37 39,0Antihypertenseurs 653 44,9 29 30,6Inhibiteurs calciques 330 22,7 21 21,5Bêta-bloquants 377 25,9 9 9,5

† pourcentage fondé sur tous les participants à l’enquête qui ont indiqué avoir pris au moins un médicament au cours des deuxderniers jours

‡ pourcentage fondé sur tous les participants à l’enquête qui ont déclaré avoir pris des médicaments destinés à un systèmeanatomique particulier au cours des deux derniers jours

E à utiliser avec prudence (coefficient de variation de 16,6 % à 33,3 %)Nota : L’« incontinence » comprend l’incontinence urinaire et intestinale pour la population vivant en établissement, mais se

limite à l’incontinence urinaire pour la population à domicile.Source : Enquête nationale sur la santé de la population, fichiers transversaux, 1998-1999 (ménages) et 1996-1997

(établissements).

que le système cardiovasculaire(tableau 4).

Près de quatre personnes âgées surcinq vivant en établissement (78 %)et 37 % de celles vivant dans desménages prenaient des médicamentspour le système nerveux. Parmi cesmédicaments, les analgésiques étaientles plus répandus, suivis par lespsycholeptiques, y compris lesantipsychotiques, les anxiolytiques,les hypnotiques et les sédatifs.

Les médicaments destinés à traiterles problèmes de tube digestif et demétabolisme étaient pris par 71 % despersonnes âgées vivant en établissementet 23 % des personnes âgées vivantdans des ménages. Parmi ces

médicaments, les laxatifs étaientcouramment déclarés pour les personnesâgées vivant en établissement (62 %),suivis par les antiacides et lesmédicaments pour le traitement desulcères gastroduodénaux et la flatulence(34 %). Dans le cas des personnes âgéesvivant dans des ménages, lesmédicaments contre les ulcèresgastroduodénaux et la flatulence étaientles plus répandus (40 %), suivis parles médicaments contre le diabète(34 %), mais les laxatifs étaientrarement déclarés (9 %).

Plus de la moitié (55 %) despersonnes âgées vivant en établissementet 44 % de celles vivant dans desménages ont déclaré prendre des

médicaments contre les maladiescardiovasculaires. Ce groupe demédicaments est constitué desdiurétiques, des médicaments encardiologie, des antihypertenseurs, desinhibiteurs calciques et desbêta-bloquants. Les diurétiques étaientplus couramment déclarés par lespersonnes âgées vivant en établissementet les antihypertenseurs prédominaientchez les personnes âgées vivant dansdes ménages privés.

ConclusionIl s’agit de la première étude baséesur la population à l’échelle du paysqui sert à produire des repèresconcernant la consommation demédicaments et la prise de plusieursmédicaments chez toutes les personnesâgées au Canada, non seulement dansles ménages privés, mais aussi dansles établissements de soins de santéde longue durée. Le processus rigoureuxde collecte des données sur lesmédicaments réduit les possibilitésde biais de remémoration : les résidentsdes ménages ont dû lire le nom deleurs médicaments à l’intervieweur;les membres du personnel ont fourniles données pour les participants àl’enquête vivant en établissement. Cetteapproche comporte un avantage parrapport à certaines donnéesadministratives, lorsqu’il y a divergenceentre les médicaments prescrits et ceuxpris réellement.

La consommation de médicamentsest répandue chez les personnes âgées –presque toutes les personnes âgées vivanten établissement et plus des trois quartsde celles vivant dans des ménages ontdéclaré avoir pris au moins unmédicament au cours des deux derniersjours. La prise concurrente de cinqmédicaments et plus a été déclarée par53 % des personnes âgées enétablissement et 13 % des personnesâgées des ménages. Cela représenteplus d’un demi-million de personnesâgées qui prennent plusieursmédicaments en même temps, soitenviron 94 000 dans les établissementset 445 000 dans les ménages.


Même si la consommation demédicaments était généralementassociée à la morbidité, la présenteétude a fait état de la situationparticulière des personnes âgées vivanten établissement et ayant la maladied’Alzheimer ou une autre forme dedémence cérébrale. Ces personnesavaient tendance à avoir davantage deproblèmes de santé chroniques que lespersonnes âgées vivant en établissementqui n’avaient pas la maladied’Alzheimer, mais elles étaient moins

susceptibles de déclarer de la douleur,d’avoir pris des médicaments contrela douleur ou de prendre plusieursmédicaments. Ces résultats sontconformes à ceux des études antérieuresqui laissent supposer que des niveauxplus élevés de déficience cognitive sontassociés à des douleurs nondiagnostiquées et au sous-traitementqui en découle20-23.

Enfin les personnes prennentplusieurs médicaments en même temps

pour de nombreuses raisons, y comprisla comorbidité, les ordonnancesdélivrées par plus d’un médecin, lesordonnances inappropriées, l’accès àdifférentes pharmacies, ainsi quel’automédication au moyen demédicaments en vente libre et deproduits de médecine douce4,5,24,25.Peu importe la raison, les personnesqui prennent plusieurs médicamentsont un risque plus élevé d’éprouverdes effets secondaires.

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Tableau ATaille de l’échantillon, population estimée et prévalence de certainescaractéristiques, population à domicile et population en établissement de65 ans et plus, Canada, territoires non compris, 1998-1999 (ménages) et1996-1997 (établissements)


Taille de Population Taille de Populationl’échantillon estimée Prévalence l’échantillon estimée Prévalence

en milliers % en milliers %

Total 2 851 3 488 100,0 1 711 185 100,0SexeHommes 1 108 1 518 43,5 457 50 27,2Femmes 1 743 1 970 56,5 1 254 135 72,8Groupe d’âge65 à 74 1 539 1 999 57,3 261 28 15,275 à 84 1 037 1 222 35,0 603 64 34,885 et plus 275 266 7,6 847 93 50,0ScolaritéPas de diplôme d’études secondaires 1 473 1 748 50,2 1 104 120 69,7Au moins un diplôme d’études secondaires 1 374 1 734 49,8 481 52 30,3Déclaration par personneinterposéeOui 317 522 15,0 1 013 111 60,0Non 2 534 2 966 85,0 698 74 40,0Consommation actuellede médicamentsOui 2 181 2 642 76,3 1 582 171 96,7Non 652 821 23,7 56 6 3,3Prise de plusieursmédicamentsOui 367 445 12,8 876 94 53,1Non 2 466 3 018 87,2 762 83 46,9Nota : Des valeurs étant manquantes pour certaines variables, la somme des données peut ne pas correspondre aux totaux

indiqués.Source : Enquête nationale sur la santé de la population, fichiers transversaux, 1998-1999 (ménages) et 1996-1997

(établissements).


Tableau BProblèmes de santé chroniques utilisés pour estimer le nombre total deproblèmes de santé chroniques pour les composantes des ménages et desétablissements de santé de l’Enquête nationale sur la santé de la population,1998-1999 (ménages) et 1996-1997 (établissements)


Asthme √ √Arthrite ou rhumatisme √ √Maux de dos autres que ceux dus à l’arthrite √ …Hypertension √ √Bronchite chronique ou emphysème √ √Diabète √ √Épilepsie √ √Maladie cardiaque √ √Cancer √ …Ulcères à l’estomac ou à l’intestin √ √Troubles dus à un accident vasculaire cérébral √ √Incontinence urinaire √ √Difficulté à contrôler l’intestin … √Troubles intestinaux/maladie de Crohn ou colite √ √Maladie d’Alzheimer ou toute autre forme de démence cérébrale √ √Cataracte √ √Glaucome √ √Problème de la thyroïde √ √Paralysie partielle ou complète … √Ostéoporose ou fragilité osseuse … √Insuffisance rénale ou maladie du rein … √Autres problèmes de santé chroniques √ √

... n’ayant pas lieu de figurerNota : Dans le cas des établissements de santé, la « difficulté à contrôler l’intestin » et/ou l’incontinence urinaire ont été

comptées comme un problème de santé chronique.Source : Enquête nationale sur la santé de la population, fichiers transversaux, 1998-1999 (ménages) et 1996-1997

(établissements).

Statistique Canada, no 82-003-XPF au catalogue • Rapports sur la santé, vol. 20, no 1, mars 2009 49Évaluation de la couverture des données de l’ESCC couplées aux dossiers de malades hospitalisés • Coup d’œil méthodologique

Évaluation de la couverture desdonnées de l’Enquête sur la santé dansles collectivités canadiennes coupléesaux dossiers de malades hospitaliséspar Michelle Rotermann

Dans la même optique, le couplaged’enregistrements de naissances et demortinaissances et d’enregistrementsde décès ou d’hospitalisations a permisd’étudier la morbidité et la mortalitédes mères, des fœtus et des nourrissonsselon les caractéristiques de la mèreet du nourrisson21-24. La technique sertégalement à valider de l’informationautodéclarée25,26, à décrire lescaractéristiques d’enregistrements nonappariés27, à évaluer la comparabilitéou la qualité de fichiers de donnéesgénérées par des méthodes de couplageprobabiliste et déterministe28, à réduire

la sous-détermination de la prévalencede maladies29 et à contrôler le rendementdu système de santé30,31. En l’absencede registres de maladies, le couplaged’enregistrements constitue un moyenéconomique et efficient de surveillerl’incidence et la prévalence de celles-ci32-35.

La présente étude a été motivée parla nécessité d’évaluer la couverturedu couplage de l’Enquête sur la santédans les collectivités canadiennes(ESCC) et de l’Information-santéorientée vers la personne (ISOP), unebase de données administrative de

RésuméContexteL’évaluation de la couverture réalisée grâce aucouplage de données administratives recueilliesrégulièrement par les hôpitaux et de donnéesd’enquête est une importante activitépréparatoire aux analyses fondées sur le fichiercouplé.Données et méthodesAfin d’évaluer la couverture du couplage desdonnées du cycle 1.1 de l’Enquête sur la santédans les collectivités canadiennes (ESCC) et dedonnées sur des malades hospitalisés(Information-santé orientée vers la personne, ouISOP), le nombre de personnes admises àl’hôpital selon l’ISOP a été comparé àl’estimation pondérée des répondants del’ESCC qui ont pu être couplés aux données del’ISOP. Les écarts entre l’ISOP et l’estimationcouplée et pondérée de l’ESCC a révélé l’échecdu couplage ou une couverture insuffisante.RésultatsSelon l’ISOP, 1 572 343 personnes (hors duQuébec) âgées de 12 ans et plus ont étéhospitalisées de septembre 2000 à la finnovembre 2001. Les estimations pondéréestirées de l’ESCC, rajustées pour tenir comptedu consentement au couplage et de numérosd’assurance-maladie vraisemblables, étaientinférieures de 7,7 % aux données de l’ISOP. Lestaux de couverture des hommes et des femmesétaient comparables. De plus, les tauxprovinciaux ne différaient pas de ceux desautres régions du Canada, quoique lesterritoires aient affiché des différences. Les tauxde couverture étaient sensiblement plus faiblesdans la tranche des 75 ans et plus qu’ils nel’étaient parmi les personnes âgées de 12 à74 ans.

Mots-clésCouverture, collecte de données, bases dedonnées, enquêtes sur la santé, dossiersd’hôpital, malades hospitalisés, dossiersmédicaux, couplage probabiliste.

AuteureMichelle Rotermann (1-613-951-3166;[email protected]) travaille à laDivision de l’information et de la recherche surla santé, à Statistique Canada, Ottawa (Ontario)K1A 0T6.

Le couplage d’enregistrements est utilisé dans les études sur la santé pour recueillir de

l’information complète, combler des écarts dansdes ensembles de données actuelles ou améliorerla qualité des données1,2. Notamment, grâce à laconfirmation du décès de participants à desenquêtes, aux cohortes visées par des études, ouaux sources de données administratives, tels lesdossiers de malades hospitalisés, il a étépossible d’étudier les rapports entre le décès etdes facteurs comme le mode de vie, laprofession, les modalités de traitement, lesantécédents médicaux et la géographie3-20.

50 Rapports sur la santé, vol. 20, no 1, mars 2009 • Statistique Canada, no 82-003-XPF au catalogueÉvaluation de la couverture des données de l’ESCC couplées aux dossiers de malades hospitalisés • Coup d’œil méthodologique

dossiers d’hôpital. La recherche initialesur le taux de couplage de l’ESCC etde l’ISOP a consisté à estimer la partdes participants à l’ESCC qui avaientété hospitalisés entre 1994-1995 et2004-2005, mais il reste à évaluer lacouverture du fichier couplé36.L’évaluation de la couverture estindispensable si le fichier couplé doitservir à la recherche épidémiologique.Il importe de déterminer si lesconclusions seront biaisées, à savoirsi les participants qui possèdent certainescaractéristiques sont plus susceptiblesd’être couplés que ceux qui ne lespossèdent pas.

L’ISOP et l’ESCC sont des sourcesde données complémentaires. L’ISOPne renferme pas de renseignements surles déterminants non médicaux de lasanté, comme les facteurssocioéconomiques et les facteurs liésau mode de vie. Ainsi, les dossiersd’hôpital ne renseignent aucunementsur l’usage du tabac ou l’indice de massecorporelle (IMC), deux facteurs de risqueimportants. En revanche, l’ESCC estriche en information sur l’état de santéet les déterminants de la santé, maispauvre en détails nécessaires à l’étudede l’hospitalisation. La fonte de l’ISOPet de l’ESCC réduit bon nombre deslimites de chaque source et facilite dèslors une compréhension approfondiedes raisons pour lesquelles les Canadienssont mis en contact avec le systèmede soins de santé et de leurs résultatslorsqu’ils se trouvent dans le système.

Les deux principaux objectifs dela présente étude étaient : 1) de calculerle taux de couverture de l’ESCC etde l’ISOP couplées; 2) de cerner lescaractéristiques des participants aucycle 1.1 de l’ESCC dont il était moinsprobable que les autres qu’ils se trouventdans le fichier couplé.

MéthodesSources de données

Enquête sur la santé dans lescollectivités canadiennesL’Enquête sur la santé dans lescollectivités canadiennes (ESCC) estune enquête transversale qui recueillede l’information sur l’état de santé,le recours aux soins de santé et lesdéterminants de la santé. Elle a pourchamp d’observation la population àdomicile de 12 ans et plus des provinceset des territoires, sauf les membresréguliers des Forces canadiennes, lespersonnes vivant en établissement etles résidents des réserves indiennes,des autres établissements autochtoneset de certaines régions éloignées. Sontaux de couverture a été de 98 % dansles provinces, de 97 % dans lesTerritoires du Nord-Ouest, de 90 %au Yukon et de 71 % au Nunavut.

Les données du cycle 1.1 ont étérecueillies du 1er septembre 2000 au3 novembre 2001 inclusivement auprèsd’un échantillon de 131 535 personnes.Le taux de réponse a été de 84,7 %.Tous les renseignements donnés enréponse à l’ESCC, notamment lesnuméros des régimes provinciauxd’assurance-maladie et les codespostaux, sont autodéclarés par lesrépondants, et l’ampleur de l’erreurde ces variables est inconnue.Cependant, les applications de saisiequ’utilisent les intervieweurscomprennent des fonctions de dépistagedes réponses incohérentes ou nonincluses dans la fourchette de valeurspermises et des séquencesalphanumériques non valables. Unrapport publié offre de plus amplesrenseignements sur l’ESCC37.

Les participants à l’ESCC ont étéinvités à autoriser le couplage del’information recueillie lors del’interview et d’information provincialesur leur santé, notamment le recoursantérieur et actuel à des services telsceux d’hôpitaux, de cliniques ou decabinets de médecin ou à d’autresservices fournis par la province; 91 %

ont accordé l’autorisation demandée.L’échantillon utilisé aux fins de laprésente étude réunit 72 354(66,5 %) personnes âgées de 12 anset plus dans toutes les provinces ettous les territoires sauf le Québec quiont consenti au couplage et fourni unnuméro d’assurance-maladie (NAM)valide (annexe A). Les enregistrementsde l’ISOP concernant le Québec nepeuvent pas être couplés à ceux del’ESCC, car les dossiers d’hôpital duQuébec fournis à Statistique Canadacontiennent des numérosd’assurance-maladie brouillés, des codespostaux incomplets et ne précisentaucune date de naissance.

Des poids d’enquête ont été utilisésafin que les estimations tirées desdonnées de l’ESCC soientreprésentatives de la population cibleplutôt que du seul échantillon. « Poidsd’enquête » s’entend du nombre depersonnes contenues dans la populationque représente chaque répondant. Iltémoigne des différentes probabilitésde sélection et de réponse. Parconséquent, chaque enregistrement estpondéré de l’inverse de la probabilitéde sélection de la personne et de recueilde sa réponse38. Le couplaged’enregistrements nécessite le recoursà des poids d’enquête supplémentaires,car les répondants ne consentent pastous au couplage, et ceux qui le fontne fournissent pas tous un NAM valide.Aux fins de la présente étude, des poidsd’enquête ajustés pour tenir comptedu consentement au couplage et dela déclaration d’un NAM valide ontété calculés.

Statistique Canada n’a pas accès auxbases de données de l’assurance-maladieprovinciale dans lesquelles vérifier lesNAM déclarés par les répondants del’ESCC. À la place, les provinces etles territoires sans exception ont fournides formules de contrôle numériquequi confirment que les NAM sont aumoins vraisemblables. Si les chiffresde contrôle ne peuvent pas remplacerdes bases de données qui contiennentnoms et prénoms, dates de naissance,adresses et NAM, ils permettent quandmême de déceler les erreurs de


transcription, par exemple l’inversionde deux chiffres, et constituent un moyensimple de distinguer les numérosvalables de séries de chiffres aléatoires.

Données d’hôpitalLa base de données del’Information-santé orientée vers lapersonne (ISOP) tenue par StatistiqueCanada contient de l’information surla radiation des patients (pour causede congé et de décès à l’hôpital) dela quasi-totalité des hôpitaux de soinsactifs et de quelques hôpitauxpsychiatriques, hôpitaux pour maladeschroniques et établissements deréadaptation.

L’ISOP est un ensemble de donnéesau niveau de la personne constitué desenregistrements des congés (parfoisdes congés multiples donnés à la mêmepersonne) contenus dans la Base dedonnées sur la morbidité hospitalière(BDMH). Les antécédentsd’hospitalisation de chaque maladepeuvent être établis d’après lesenregistrements séquentiels au niveaude la personne de l’ISOP. Au coursdu couplage, les enregistrements serapportant à un même particulier sont

repérés au moyen du NAM,d’information démographique et derenseignements sur les diagnostics etles interventions (sexe, date de naissance,procédures propres à un sexe, etautres)39.

Les dossiers d’hôpital de l’exerciceécoulé sont ajoutés chaque année àl’ISOP. Chaque fois que les donnéesd’une année sont entrées dans le système,le processus complet de l’ISOP estexécuté afin de garantir la cohérenceinterne de l’information démographiqueau niveau de la personne concernantles patients ayant reçu de multiplescongés.

Des études de données hospitalièresobtenues par une seconde saisie, quivisent à confirmer l’exactitude de celles-ci, ont démontré la grande qualité deséléments de données administratifs etnon médicaux (essentiels au couplaged’enregistrements). Ainsi, 99 % d’unéchantillon aléatoire d’enregistrementsde congé à la suite d’un séjour à l’hôpitalde septembre à la fin novembre 2000contenait des NAM exacts, et 91 %des codes postaux étaient sans erreur40.

Statistique Canada possède desdonnées d’hôpital comprenant les NAM

pour toutes les provinces (sauf leQuébec) et les Territoires du Nord-Ouestde 1994-1995 à ce jour, et des donnéesde même type pour certaines provincesde 1992-1993 et 1993-1994.

Bien que la base de données de l’ISOPcomprenne la vaste majorité desenregistrements de la BDMH, quelque3 % de ceux des malades âgés de 12 anset plus (la population cible de la présenteétude) en étaient exclus à cause deNAM manquants ou non valides39.

Du 1er septembre 2000 au3 novembre 2001 inclusivement,1 624 972 personnes âgées de 12 anset plus ont reçu 2,3 millions de congésd’hôpitaux de soins actifs hors duQuébec. L’étude ne s’étendait pas auxcongés d’hôpitaux de soins autres quede soins actifs, car leur couverture n’estpas uniforme d’une province à l’autre.

Les populations cibles de l’ESCCet de l’ISOP diffèrent quelque peu.Par exemple, l’ESCC exclut les membresà plein temps des Forces canadiennesde même que les personnes vivant dansles réserves indiennes, en établissement(p. ex. foyers de soins infirmiers etprisons) et dans certaines régionséloignées. L’ISOP est un recensement

Figure 1Évaluation et pointage types de paires d’enregistrements de l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes(ESCC) et de l’Information-santé orientée vers la personne (ISOP) au moyen du Système généralisé de couplaged’enregistrements (SGCE)

Numéro PointageDate de Code d’assurance calculé par Apparie-

ID Province naissance postal maladie (NAM) Sexe le SGE ment? Commentaires

A Ontario 1964-06-11 L9Y3B9 3512345678 Femmes447 oui Tous les champs correspondent .

1 Ontario 1964-06-11 L9Y3B9 3512345678 Femmes

F Manitoba 1927-07-24 R0A0T0 55667788 Hommes-308 non Aucun champ ne correspond.


B Manitoba 1945-05-21 R0A0T0 manquant Hommes268 oui NAM manquant; tous les autres champs correspondent.

7 Manitoba 1945-05-21 R0A0T0 4624252627 Hommes

B Manitoba 1945-05-21 R0A0T0 manquant Hommes-244 non NAM manquant; aucun autre champ ne correspond.


Enregistrement de l’ESCC Enregistrement de l’ISOP


qui dénombre les hospitalisations, ycompris parmi ces populations. Parsouci d’assurer la correspondance despopulations de l’ESCC et de l’ISOP,les hospitalisations parmi les personnesvivant dans les réserves ou enétablissement ont été exclues del’analyse.

La population des réserves est unevariable de recensement dérivée,constituée par classement dessubdivisions de recensement (SDR)selon des critères établis par Affairesindiennes et du Nord Canada (AINC),et comprenant des SDR choisies parmiles collectivités septentrionales de laSaskatchewan, des Territoires duNord-Ouest et du Yukon41. Lespersonnes vivant en établissement ontété identifiées par consultation du Fichierde conversion des codes postaux(FCCP+)42 et d’une listed’établissements servant à l’Enquêtesur les établissements de soins pourbénéficiaires internes43. Leshospitalisations de 31 330 personnesvivant dans les réserves et dans desrégions apparentées ont été éliminéesde l’ISOP, tout comme celles de21 299 personnes vivant enétablissement. L’élimination des 52 629enregistrements en question, soit quelque3 % des malades hospitalisés selonl’ISOP au cours de la période à l’étude,a eu pour résultats d’adapter lapopulation visée par l’ISOP à lapopulation cible de l’ESCC.

Techniques d’analyse

Couplage d’enregistrementsprobabilisteLes participants à l’ESCC qui avaientété hospitalisés ont été identifiés parcouplage d’enregistrements probabiliste.Le couplage de l’ESCC et de l’ISOPa été effectué au moyen du Systèmegénéralisé de couplaged’enregistrements (SGCE), un logicieldéveloppé par Statistique Canada. Siles deux sources de données contiennentde nombreuses variables, elles n’ontque quelques champs en commun,lesquels sont suffisamment distincts

pour effectuer l’appariement. Unparticipant à l’ESCC n’était réputé avoirété hospitalisé que si l’ISOP contenaitun enregistrement comprenant un NAMou des caractéristiques démographiquescomparables (date de naissance, sexe,code postal) et précisait une dated’admission à un établissement de soinsactifs entre le 1er septembre 2000 etle 3 novembre 2001.

Le couplage probabiliste ne nécessitepas la correspondance complète desvariables d’appariement. La qualitéde l’appariement des enregistrementsest plutôt évaluée par l’applicationd’algorithmes qui mesurent la probabilitéd’un appariement correct1-44 (figure 1).

Tableau 1Nombre de personnes hospitalisées dans des hôpitaux de soins actifs et taux decouverture, du 1er septembre 2000 au 3 novembre 2001 inclusivement, selon descaractéristiques choisies et la source de données, population des personnesâgées de 12 ans et plus, le Canada excluant le Québec

Information-santé Enquête sur la santé Taux deorientée vers dans les collectivités couverture

la personne (ISOP) canadiennes (ESCC) ESCC-ISOP

Intervalle deconfiance

Nombre de 95 %non Nombre

Nombre pondéré pondéré % de à

Total 1 572 343 6 785 1 451 272 92,3 88,9 95,7Province/TerritoiresTerre-Neuve-et-Labrador 41 394 272 40 445 97,7 83,6 111,8Île-du-Prince-Édouard 11 784 237 11 061 93,9 79,6 108,1Nouvelle-Écosse 67 226 348 60 419 89,9 78,0 101,7Nouveau-Brunswick 67 542 423 62 203 92,1 81,7 102,5Ontario 753 970 2 230 694 463 92,1 86,6 97,6Manitoba 82 386 567 69 739 84,6 73,6 95,7Saskatchewan 82 778 659 78 664 95,0 86,4 103,7Alberta 202 498 863 186 301 92,0 83,3 100,7Colombie-Britannique 258 883 1 062 241 647 93,3 85,3 101,3Territoires 3 882 124 6 331 163,1* 139,3 186,9

SexeFemmes† 971 087 4 343 904 318 93,1 88,8 97,5Hommes 601 249 2 442 546 955 91,0 85,4 96,5

Groupe d’âge12 à 24 ans† 173 009 711 165 093 95,4 81,5 101,325 à 34 ans 276 150 1 041 270 164 97,8 85,0 105,835 à 44 ans 210 848 830 209 447 99,3 88,3 110,445 à 54 ans 183 878 773 174 194 94,7 84,9 104,655 à 64 ans 181 041 854 169 235 93,5 83,2 103,765 à 74 ans 227 410 1 090 219 259 96,4 86,9 106,012 à 74 ans 1 252 336 5 299 1 207 392 96,4 92,4 100,475 ans et plus 320 007 1 486 243 881 76,2* 70,2 82,2† catégorie de référence* valeur significativement différente de celle pour la catégorie de référence (p < 0,05); aux fins de la comparaison provinciale, valeur

significativement différente de celle pour le reste du Canada; par exemple, l’Ontario comparé au Canada moins l’OntarioSource : Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes, 2000-2001; Information-santé orientée vers la personne, de

2000-2001 à 2001-2002.

Des points étaient attribués ou déduits,selon la similitude des valeurs deschamps. À titre d’exemple, un pointagepositif élevé était attribué là où lesNAM et les provinces de délivranceétaient identiques; si les valeurs étaientcomparables, sans toutefois être exactes,un pointage positif moindre était accordépour tenir compte de la correspondancepartielle; des points étaient déduits siles valeurs contenues dans les deuxenregistrements divergeaient carrément.

Le nombre de points alloués à chaquepaire de variables de couplage était àproportion de leur importance en tantque variables d’appariement, ce quiétait normalement fonction de leur


unicité. Ainsi, comme il n’existe quedeux valeurs possibles du sexe duparticipant/malade, le nombre de pointsattribués à la correspondance de cesvaleurs était inférieur au pointageaccordé si les codes postaux ou lesNAM correspondaient.

Le poids de couplage total attribuéà chaque paire d’enregistrementsESCC-ISOP était calculé en additionnantles points alloués à chaque paire devariables d’appariement. Plus le poidsde couplage total était élevé, plus ilétait probable que les deuxenregistrements concernaient la mêmepersonne. Les poids de couplage totauxrépondent idéalement à une distributionbimodale. Les paires d’enregistrementsqui recueillaient un pointage supérieurau seuil choisi étaient considéréescomme des appariements vrais, tandisque celles dont le poids y était inférieurétaient rejetées. Pour éviter de devoireffectuer un examen manuel, lesanalystes ont fixé des seuils d’exclusionidentiques aux fins de l’étude, si bienque l’une seulement des deux valeurs(appariement et non-appariement)pouvait être attribuée à chaque paired’enregistrements.

RésultatsAfin d’évaluer la couverture du couplagedu cycle 1.1 de l’ESCC et de l’ISOP,le nombre de personnes admises àl’hôpital selon chaque source de donnéesa été comparé. Des poids derecensement, ajustés en fonction duconsentement au couplage et de lavalidité du NAM, ont été appliquésaux enregistrements des participantsà l’ESCC pour lesquels des donnéesont été repérées dans la base de donnéesde l’ISOP. Le nombre d’hospitalisationsselon l’ISOP était considéré commela norme. Le taux de couverture a étécalculé en divisant le nombre estimatifpondéré de participants à l’ESCC dontdes données ont été repérées dans l’ISOPpar le nombre selon l’ISOP, moins lesenregistrements des personnes vivantdans les réserves indiennes ou desrégions apparentées ou en établissement,

puis en multipliant le quotient par100. Les écarts entre les données del’ISOP et les estimations pondéréesde l’ESCC ont été examinés. Deserreurs-types et des intervalles deconfiance de 95 % ont été calculés pourles taux de couverture par la méthodedu bootstrap. La signification statistiquea été soumise à un test t (p < 0,05)45,46.

Selon l’ISOP, 1 572 343 personnesont été admises à un hôpital de soinsactifs (excluant ceux du Québec), du1er septembre 2000 au 3 novembre 2001inclusivement (tableau 1). Lesestimations pondérées de l’ESCC,rajustées pour tenir compte duconsentement au couplage et d’un NAMvalide, étaient inférieures de 7,7 %(1 451 272) à cette donnée.

Les taux de couverture étaientcomparables pour les hommes et pourles femmes (91,0 % et 93,1 %). Lestaux provinciaux ne différaient passignificativement du taux pour le restedu Canada. Toutefois, le nombreestimatif d’habitants des territoires quiont été hospitalisés selon l’ESCC étaitsignificativement plus élevé que ladonnée de l’ISOP. Par conséquent, letaux de couverture des territoires estsupérieur à 100 %.

Les taux de couverture de la plupartdes groupes d’âge étaient comparables,à ceci près que celui des 75 ans et plus(76,2 %) était passablement inférieurà la donnée correspondante pour latranche des 12 à 74 ans (96,4 %).

DiscussionLe taux de couverture significativementmoindre des personnes âgées de 75 anset plus était prévu, car les deux sourcesde données ne concernent pas despopulations identiques. L’ESCC exclutles personnes vivant en établissement,lesquelles sont incluses dans les donnéessur l’hospitalisation (ISOP). Or, lesrésidents d’établissements sont beaucoupplus nombreux parmi les personnesâgées que parmi les jeunes : dansl’ensemble, moins de 2 % des Canadiensentrent dans cette catégorie, donnée

qui passe à 16 % pour la tranche des75 ans et plus47.

À défaut de renseignements directsdans les enregistrements de l’ISOP surle lieu de résidence des malades, lecode postal conjugué au FCCP+ et àla liste des établissements de soins pourbénéficiaires internes a servi àdéterminer si les malades vivaient enétablissement. De cette façon, plus de20 000 résidents d’établissements ontété identifiés et supprimés de l’ISOPau moyen du FCCP+. Néanmoins, letaux de couverture des personnes âgéesde 75 ans et plus est demeurésignificativement inférieur aux tauxse rapportant aux personnes plus jeunes.

Le recours au FCCP+ et à la listedes établissements de soins pourbénéficiaires internes conjugués au seulcode postal n’est pas idéal. Lesétablissements habités par la majoritéde la population dont le code postalétait le même étaient plus susceptiblesque les autres d’être identifiés, puiséliminés des données de l’ISOP. Quiplus est, les codes postaux desétablissements en milieu urbain sontdistinctifs, et la probabilité que leursrésidents soient éliminés de l’ISOP étaitsupérieure à la normale. Bien souvent,le même code postal est attribué à denombreux secteurs de dénombrementet aires de diffusion situés en milieurural, dans la banlieue éloignée ou dansde petites villes. Leur codage est doncbeaucoup moins précis que ne l’estcelui des zones urbaines centralisées,lesquelles sont normalement rattachéesà un seul secteur de dénombrementou à une seule aire de diffusion. Ils’ensuit que les données de l’ISOP ontprobablement continué à tenir comptedes résidents d’établissements de milieuxruraux, de la banlieue éloignée et depetites villes.

Le taux de couverture dans lesterritoires pose également problème,étant donné que les estimations coupléesESCC-ISOP ont dépassé la norme(ISOP). Toutefois, cette situation n’estpas inquiétante, car le petit nombred’enregistrements de l’ESCC couplésà l’ISOP (124) écarte le risque d’analyses


futures englobant cette sous-population.Le taux de couverture des territoiresétait de 113 % avant que la populationdes réserves soit éliminée des donnéesde l’ISOP, après quoi il est passé à163 %. Il reste à déterminer pourquoil’estimation après couplage de l’ESCCet de l’ISOP est de loin supérieure auxdonnées de l’ISOP. Les enregistrementsdes participants à l’ESCC habitant lesterritoires ont été examinés afin deconstater si des poids d’enquête élevésavaient été attribués à certains d’entreeux, ce qui pourrait expliquer l’écartentre les données de l’ISOP et cellesissues du couplage ESCC-ISOP. Aucunpoids divergent n’a été constaté : lamoyenne était de 51, et les poids sesituaient tous dans la fourchette de11 à 178.

Par ailleurs, il était impossible decerner les hospitalisations de personnelmilitaire afin de les éliminer de l’ISOP.Les membres à plein temps des Forces

canadiennes sont exclus de l’ESCC,et leur prise en compte pourrait influersur le taux de couverture.

ConclusionLa valeur du couplage d’enregistrementspour les études épidémiologiques dela santé de la population n’est plus àdémontrer. L’appariement d’informationtirée de données administratives surla santé recueillies régulièrement,comme celles de l’ISOP, et de donnéesd’enquête, comme les résultats del’ESCC, nous procure des enseignementsriches sur les déterminants de la santé,diverses catégories de recours aux soinsde santé et les résultats en matière desanté. Or, l’évaluation de la couvertureest une condition préalable aux analysesqui regroupent de l’information surla santé de sources multiples en prenantappui sur le fichier couplé ESCC-ISOP.

La présente évaluation démontre quele taux de couverture global est élevé,dépassant souvent les 90 %, bien qu’ilsoit plus faible dans le cas de certainsparticipants à l’ESCC, notamment lespersonnes âgées. Cependant, cetterestriction n’est pas un obstacle, pourvuque les utilisateurs du fichierreconnaissent explicitement que lesconclusions ne concernent que lapopulation générale des ménages(population cible de l’ESCC) et nonla population totale, particulièrementles personnes vivant en établissement.

RemerciementsL’auteure remercie Claude Nadeau deson aide et de ses judicieuxcommentaires.

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Annexe

Annexe – Tableau AParticipants (nombre et pourcentage) à l’Enquête sur la santé dans lescollectivités canadiennes qui ont consenti au couplage de leurs réponses àl’ESCC et de leur dossier de santé administratif et qui ont fourni un NAMvalide, selon des caractéristiques choisies, le Canada excluant le Québec, 2001

ConsentementConsentement et NAM valide

Nombre % Nombre %

Total 98 450 90,4 72 354 66,5Province/TerritoiresTerre-Neuve-et-Labrador 3 533 91,3 2 933 75,8Île-du-Prince-Édouard 3 238 88,7 2 236 61,2Nouvelle-Écosse 4 938 92,8 4 108 77,2Nouveau-Brunswick 4 634 92,8 3 746 75,0Ontario 35 674 90,8 24 917 63,4Manitoba 7 653 90,4 5 552 65,5Saskatchewan 7 417 92,6 6 142 76,7Alberta 12 757 88,2 9 155 63,3Colombie-Britannique 16 493 90,1 11 990 65,5Territoires 2 113 83,9 1 575 62,6

SexeFemmes† 52 865 90,5 40 334 69,1Hommes 45 585 90,3 32 020 63,4

Groupe d’âge12 à 24 ans† 19 246 91,8 13 538 64,525 à 34 ans 14 482 90,9 10 119 63,535 à 44 ans 18 892 90,2 13 883 66,345 à 54 ans 16 036 89,6 11 905 66,555 à 64 ans 11 493 90,0 8 695 68,165 à 74 ans 9 778 90,3 7 684 71,012 à 74 ans 89 927 90,5 65 824 66,375 ans et plus 8 523 89,5 6 530 68,6Source : Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes, 2000-2001.

Statistique Canada, no 82-003-XPF au catalogue • Rapports sur la santé, vol. 20, no 1, mars 2009 59Combiner les cycles de l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes • Coup d’œil méthodologique

Combiner les cycles de l’Enquêtesur la santé dans les collectivitéscanadiennespar Steven Thomas et Brenda Wannell

Malgré les grandes tailles d’échantillon,un seul cycle de l’ESCC ne permetpas nécessairement de répondre auxbesoins des utilisateurs. Par exemple,certains chercheurs pourraient vouloirétudier une population rare, définiepar des données géographiquesdétaillées ou par des caractéristiquessociodémographiques ou descaractéristiques de la santé rares.Comme un cycle unique ne fournitparfois qu’un petit nombred’observations pour ce genre depopulation, la combinaison des donnéesde plusieurs cycles est une solutionque l’on peut envisager. Ainsi, ellea été utilisée par Tremblay et coll.1pour examiner la relation entre l’indicede masse corporelle et l’ethnicité, etpar Tjepkema2 dans une étude del’utilisation des soins de santé parles gais, les lesbiennes et les bisexuelsau Canada.

La combinaison de plusieurs cyclesest possible parce qu’en général, desdonnées sur les mêmes caractéristiquessont recueillies au cours de tous lescycles .1, et que certains renseignementsidentiques sont recueillis durant lescycles .2. Néanmoins, au fur et à mesureque l’ESCC a évolué, des différencessont apparues d’un cycle à l’autre,si bien que la combinaison des cyclespourrait être irréalisable, ou, si ellereste possible, pourrait affecter lesrésultats selon les objectifs analytiquesde l’étude.

Le présent article explique lesméthodes applicables pour combinerles cycles de l’ESCC et offre des lignesdirectrices concernant l’interprétationdes résultats. Bien que l’informationse rapporte spécifiquement à l’ESCC,le champ d’application de nombreusesquestions est beaucoup plus vaste. Uneétude de cas illustre les méthodes et

L’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes (ESCC) comprend deux

enquêtes par sondage transversales. Le cycle .1 apour but de recueillir des renseignementsgénéraux sur la santé dans plus de 120 régionssociosanitaires, tandis que le cycle .2 porte surdes aspects particuliers de la santé et a pour butde recueillir des données pour la productiond’estimations au niveau provincial.

RésuméContexteUn seul cycle de l’Enquête sur la santé dans lescollectivités canadiennes (ESCC) ne répondpas toujours aux besoins analytiques deschercheurs. Le présent article décrit desméthodes de combinaison des divers cycles del’ESCC et discute des problèmes dont ilconvient de tenir compte si ces données sontcombinées. Un exemple empirique illustre lesméthodes proposées.Données et méthodesDeux méthodes peuvent être utilisées pourcombiner les cycles de l’ESCC : la méthodeindividuelle et la méthode groupée. Dans le casde la méthode individuelle, les estimations sontcalculées pour chaque cycle séparément, puiscombinées. Dans le cas de la méthodegroupée, les microdonnées sont combinées etl’ensemble de données résultant est traitécomme s’il provenait d’un échantillon d’uneseule population.RésultatsDans le cas de l’approche individuelle, il estrecommandé d’utiliser la simple moyenne desestimations. Pour l’approche groupée, il estconseillé de rééchelonner les poids en lesmultipliant par un facteur constant afin depouvoir créer une estimation de périodecouvrant les périodes couvertes par les cyclesindividuels. Le choix de la méthode dépend dubut de l’analyse et des données disponibles.InterprétationLa combinaison des cycles ne devrait êtreenvisagée que si les estimations pour la périodela plus récente ne suffisent pas. Les deuxméthodes obscurcissent les tendances d’uncycle à l’autre et ne révèlent pas leschangements de comportement liés auxinitiatives en matière de santé publique.

Mots-clésCollecte des données, regroupement desdonnées, méta-analyse, interprétation desdonnées statistiques.

AuteursSteven Thomas (1-613-951-7300;[email protected]) travaille à laDivision des méthodes d’enquête auprès desménages et Brenda Wannell (1-613-951-8554;[email protected]) travaille à laDivision de la statistique de la santé àStatistique Canada, Ottawa (Ontario) K1A 0T6.

60 Rapports sur la santé, vol. 20, no 1, mars 2009 • Statistique Canada, no 82-003-XPF au catalogueCombiner les cycles de l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes • Coup d’œil méthodologique

montre qu’il est possible de produiredes estimations satisfaisantes d’aprèsles données de cycles combinés.

En 2007, le programme de l’ESCCa mis en œuvre un processus de collectecontinu des données dans le but deproduire des fichiers annuels, ainsique des fichiers combinés portant surdeux ans. Cette initiative a donné lieuà l’introduction de différentes« estimations de période », qui serontle sujet d’un article connexe. Le présentarticle est axé sur la méthodologieet les éléments à prendre enconsidération pour combiner les donnéesdes cycles passés de l’ESCC.

Une enquête évolutiveL’ESCC n’a pas été conçue commeune enquête réalisée auprès d’unéchantillon avec renouvellement3,4

construit de manière à pouvoir combinerles données recueillies au cours dutemps auprès des échantillons successifs.Par conséquent, la combinaison desdonnées ne devrait être entreprise ques’il est établi que les estimations baséessur les données d’un seul cycle nerépondent pas aux besoins analytiqueset, en outre, que les résultats combinésseront pertinents et interprétables.

Depuis son lancement en 2000-2001,l’ESCC a évolué, si bien que lesestimations calculées d’après lesdonnées de cycles différents ne sontpas nécessairement comparables. Pourdéterminer si les cycles sontcombinables, il faut tenir compte desmodifications apportées au contenudu questionnaire, au champd’observation de l’enquête, à lagéographie et au mode de collecte.

Modification du contenuLe questionnaire de l’ESCC a subides modifications continuelles, ycompris l’introduction de nouveauxmodules et la suppression d’anciens.En général, si les modificationsapportées au contenu sont importantes,les noms des variables changent.Néanmoins, un même nom de variablene signifie pas nécessairement quel’on a posé la même question, de sorte

à jour en se fondant sur une géographiecommune (habituellement la plusrécente) avant de pouvoir combinerles divers cycles. Plus de renseignementssur les modifications des limites sontdisponibles dans la publication en ligneintitulée Indicateurs de la santé (sectionsur les régions sociosanitaires et lesgroupes de régions homologues,sous-section des changementsapportés aux régions sociosanitaires)à http://www.statcan.gc.ca/bsolc/olc-cel/francais/olc-cel?catno=82-221-XIF&lang=fra. Si les limites des régionssociosanitaires doivent être mises àjour, les fichiers de correspondancefournissant la relation entre les airesde diffusion (AD) ou les secteurs dedénombrement (SD) et les régionssociosanitaires pour une période deréférence donnée peuvent être consultésdans la publication en ligne, Régionssociosanitaires : Limites etcorrespondance avec la géographie durecensement, à http://www.statcan.gc.ca/bsolc/olc-cel/olc-cel?catno=82-402-X&CHROPG=1&lang=fra.

Modification du mode decollecteL’« effet de mode » est l’incidence qu’ala méthode de collecte sur la façondont les répondants répondent àl’enquête. Les interviews de l’ESCCsont effectuées par téléphone, ainsique sur place. L’information que lesrépondants fournissent peut varier selonle mode de collecte utilisé pourl’interview. Une étude de 20045 a révéléque plusieurs variables de l’ESCC sontsujettes à l’effet de mode, dont, sanss’y limiter, le poids et la taille, l’activitéphysique, les visites chez le médecinet les besoins non satisfaits de soinsde santé.

Pour s’assurer que les estimationssoient cohérentes, des efforts sont faitsen vue de maintenir la mêmecombinaison d’interviews par téléphoneet sur place d’un cycle à l’autre.Cependant, les ajouts importants àl’enquête (achat d’unitésd’échantillonnage supplémentaires)peuvent affecter l’équilibre entre les

que l’énoncé des questions doit êtrevérifié avant de combiner divers cycles.Les utilisateurs peuvent consulter ladocumentation sur l’ESCC, notammentles dictionnaires de données et lesquestionnaires, qui sont accessiblessur le site Web de Statistique Canada(enquêtes et programmes statistiquesdans le module Définitions, Sourcesde données et Méthodes à http://www.statcan.gc.ca/concepts/index-fra.htm). Les révisions de l’énoncédes questions, de la structure desmodules et des catégories de réponsepeuvent signifier que la combinaisondes données est inappropriée.

Modification du champd’observationLes populations visées par certainsmodules du questionnaire de l’ESCCpeuvent varier d’un cycle à l’autre.L’exemple le plus évident est celuidu contenu optionnel que les régionssociosanitaires ou les provinceschoisissent. Par conséquent, les modulesadministrés aux résidents d’une régionparticulière durant un cycle donnépeuvent être posés aux résidents d’unerégion entièrement différente au momentdu cycle suivant.

Il se peut aussi que la populationcible d’un module change. Par exemple,au cycle 1.1, les questions du modulesur le comportement sexuel ont étéposées aux personnes de 15 à 59 ans,mais au cycle 2.1, le groupe d’âge ciblea été réduit aux 15 à 49 ans.

Modification de la géographiePour chaque cycle de l’ESCC, le fichierde données contient les codes et lesidentificateurs géographiquescorrespondant aux régionssociosanitaires telles qu’elles étaientau moment où les données ont étédiffusées. Cependant, la délimitationdes régions sociosanitaires peut changerd’un cycle à un autre. Parfois il s’agitde modifications aussi mineures quedes changements de nom ou de code,mais il peut arriver que les limitesdes régions soient redéfinies. Le caséchéant, les fichiers doivent être mis


interviews par téléphone et sur place,parce que ces interviews supplémentairessont habituellement réalisées partéléphone. Pour le cycle 1.1, laproportion d’interviews téléphoniquesétait assez faible, facteur dont il devraitêtre tenu compte lorsque l’on envisagede combiner ce cycle à d’autres.

Combinaison d’enquêtesdifférentesPour les raisons susmentionnées, lesrésultats d’enquêtes sur la santétransversales différentes ne sont pasnécessairement comparables et, dansla plupart des situations, ne devraientpas être combinés. Par conséquent,il est conseillé de ne pas combinerla composante régionale de l’ESCC(cycles .1) avec les composantesprovinciales (cycles .2 – Santé mentale(2002) et Nutrition (2004)).

Une population en évolutionLa possibilité de combiner les cyclesde l’ESCC découle du fait que, si deséchantillons aléatoires sont tirés à partird’une population, les échantillonscumulés peuvent être considérés commeun grand échantillon aléatoire provenantde la même population. Cependant,si la population changeconsidérablement entre les cycles, leséchantillons ne peuvent pas être traitéscomme s’ils provenaient de la mêmepopulation. Dans le cas de l’ESCC,les échantillons des cycles successifssont tirés à partir d’une populationen évolution. Par conséquent,l’échantillon combiné n’est pasnécessairement représentatif de l’unedes populations représentées par unseul cycle, mais plutôt de la populationcombinée.

Les différences qui se dégagent d’uncycle à l’autre peuvent être dues auxchangements susmentionnés —modifications du questionnaire, duchamp d’observation et du mode decollecte — ou à la variabilitéd’échantillonnage. Cependant, leschangements observés d’un cycle àl’autre peuvent refléter une variationréelle du paramètre étudié. Dans de

telles conditions, la combinaison descycles reste possible, mais pourinterpréter les résultats, il fautcomprendre l’effet des périodes quecouvre l’estimation fondée surl’échantillon combiné. Il importe aussid’être conscient que ce genre detendances sont obscurcies quand ellessont combinées en une estimationunique.

Méthodes de combinaisonLes méthodes de combinaison desdonnées provenant d’enquêtesdifférentes peuvent être réparties endeux grandes catégories : l’approcheindividuelle et l’approche groupée.L’approche individuelle s’appuie surdes techniques d’estimation compositedans lesquelles les estimations sontcalculées pour chaque enquêteséparément, puis combinées. L’approchegroupée consiste à combiner lesmicrodonnées recueillies auprès desdivers échantillons et de traiterl’ensemble de données résultant commes’il correspondait à un échantillon tiréd’une seule population.

Approche individuelleL’approche individuelle donne unemoyenne des estimations calculéesd’après les divers cycles de l’ESCC.L’avantage est que, moyennant certaineshypothèses, le résultat combiné estfacile à interpréter. En outre, unemoyenne peut être calculée à partirdes tableaux existants, ce qui rendl’approche intéressante pour lesutilisateurs des fichiers de microdonnéesà grande diffusion (FMGD) et pourceux qui s’appuient sur les tableauxd’estimations existants.

L’inconvénient de l’approcheindividuelle est qu’elle peut êtrefastidieuse. Si les estimations requisesne sont pas publiées ou ne sont pasassorties de leur variance, il faut lescalculer séparément à partir de chaqueenquête avant de les intégrer. Lesutilisateurs des FMGD seront limitéspar l’information contenue dans lefichier et ceux qui s’appuient sur lestableaux devront obtenir l’accès aux

microdonnées. Si de nombreusesestimations doivent être calculées, leprocessus prend beaucoup de temps.

Dans le cas de l’ESCC, les estimationsd’un paramètre de population θ (quipeut correspondre à toute statistique,telle qu’une moyenne, un total ou unratio) peuvent être calculées séparémentpour chaque cycle, θ̂1, θ̂2, ..., θ̂k , où kest le nombre de cycles disponibles.Une simple moyenne peut alors êtrecalculée sous la forme :

θ̂cavg

= ∑

k

i -1

k

θ̂i

Pour pouvoir estimer assez facilementla variance, les échantillons doiventêtre indépendants, ce qui est le caspour la plupart des cycles de l’ESCC.Font exception les cycles 2.1 et 2.2,où les répondants du cycle 2.1 ontété utilisés comme base de sondagepour le cycle 2.2. Par conséquent, iln’est pas facile de combiner les donnéesdes cycles 2.1 et 2.2 suivant l’approcheindividuelle.

Sous l’hypothèse d’indépendanceentre les cycles, une estimation de lavariance de la moyenne simple destrois cycles .1 peut être calculée commeil suit :

� � � � � �� 321

321

ˆˆˆˆˆˆ91

3

ˆˆˆˆ)ˆ(ˆ

��

��

VVV

VV avgc

��

��

� ��

Il est évident que la variance estiméede la moyenne des trois cycles estapproximativement égale au tiers dela variance estimée d’une estimationprovenant d’un seul cycle. Les erreurstypes peuvent être calculées en prenantla racine carrée de la variance et lesestimations du CV peuvent être obtenuespar :

avgc

avgcavg

c

VCV

��

� ˆ)ˆ(ˆ

)ˆ( �

Dans certains cas, il est souhaitabled’estimer une moyenne pondérée plutôtqu’une simple moyenne, en accordant


plus de poids à une estimationqu’à une autre. Si un chercheur veutestimer le même paramètre θ que celuidécrit pour la moyenne simple, il peutproduire des estimations distinctes θ̂1,θ̂2, ..., θ̂k puis calculer une estimationcomposite ou une moyenne pondéréesous la forme :

θ̂c = ∑k

i -1 αiθ̂i

où ∑k

i - 1 α i = 1.

Si chaque estimation θ̂1 est uneestimation sans biais de θ, alors θ̂c seraégalement sans biais, pour tout choixde αi. Autrement dit, si chaque cycledonne une estimation correcte de lamême statistique constante pour la mêmepopulation, le résultat combiné seraune estimation correcte de la mêmestatistique.

Suivant l’analyse que l’on veuteffectuer, plusieurs choix sont possiblespour αi. Certains d’entre eux incluentune fonction de pondération croissante,qui accorde plus de poids aux cyclesles plus récents, ou une fonction depondération basée sur les variances,qui produit une estimation plus efficacedu paramètre de population (c.-à-d.ayant une variance plus faible). Pourde plus amples renseignements au sujetde ces méthodes, consulter Chu, Bricket Kalton6, ainsi que Korn et Graubard7.

Une fois que l’estimation compositeest calculée en utilisant la valeurappropriée de i, il est possible de calculerune estimation de la variance sousforme d’une fonction des variancesoriginales, puis d’estimer les erreurstypes et les CV. Si l’on suppose queles cycles sont indépendants, la variancepeut être estimée par :

�

�

�

�

�

��

��

k

iii

k

iiic

V

VV

1

2

1

)ˆ(ˆ

ˆˆ)ˆ(ˆ

��

��

Pour que l’approche individuelleproduise une estimation sans biais d’unparamètre de population, les estimationsque l’on combine doivent chacune êtredes estimations sans biais du même

paramètre de population. Comme ilest mentionné plus haut, cela pose unproblème dans le cas de l’ESCC, dontle but est de mesurer les caractéristiquesd’une population en évolution àdifférents points dans le temps. Commel’hypothèse d’une statistique constanteest douteuse, ce qui rend la moyennepondérée difficile à interpréter, il estrecommandé aux utilisateurs quis’intéressent à l’approche individuelled’employer la moyenne simple, quine requiert pas cette hypothèse ou dontle résultat est plus facile à interpréter.

L’approche groupéeL’approche groupée consiste à combinerles divers cycles de l’ESCC au niveaudes microdonnées pour obtenir unensemble de données qui peut êtreanalysé comme s’il avait été recueilliauprès d’un seul échantillon d’unepopulation. Cette approche est uneoption séduisante, parce qu’elle permetd’accroître la taille de l’échantillonet parce qu’après avoir combiné lesdonnées, il n’est pas nécessaire deretourner aux ensembles de donnéesindividuels.

Les inconvénients tiennent au faitque la manipulation des fichiers dedonnées demande de plus grandescompétences techniques et qu’il nes’agit pas d’une option pour lesutilisateurs qui n’ont pas accès auxfichiers de microdonnées. Lesutilisateurs des FMGD sont capablesde calculer une estimation suivantl’approche groupée, mais ne peuventpas calculer la variance parce que lestableaux des CV ne sont pas disponiblespour le fichier de données combinées.

Sous sa forme la plus élémentaire,un groupement des données consisteà prendre les fichiers de donnéesindividuels et les poids correspondants,puis à utiliser une simple instructionde fusion (merge) ou d’ensemble (set)dans SAS pour créer un fichier unique.Parallèlement, les fichiers de poidsbootstrap doivent être combinés pourestimer la variance. Le fichier dedonnées et le fichier de poids bootstraprésultants peuvent alors être traités

comme s’il s’agissait d’un seuléchantillon provenant d’une seulepopulation. Des estimations de tauxet de proportions, ainsi que des modèlesstatistiques, peuvent être créées à l’aidedes fichiers et de tout programmestatistique capable d’estimer lesvariances en utilisant la méthode dubootstrap, tel que le programme Bootvarde Statistique Canada.

L’approche décrite plus haut pourraitne pas convenir pour estimer des totaux.Par exemple, pour estimer le nombrede cas de diabète d’après deux enquêtesindépendantes auprès d’une mêmepopulation, il est impossibled’additionner les poids d’échantillonprovenant des deux enquêtes pour lesrépondants diabétiques, car celasurestimerait le total d’un facteur deux7.Une option consiste à rééchelonnerles poids d’échantillonnage originauxwi en les multipliant par le facteur αiafin de représenter la populationd’intérêt, comme cela a été fait dansl’approche individuelle.

Plusieurs choix de αi8 sont possibles.

Comme l’hypothèse selon laquellechaque cycle de l’ESCC peut être utilisépour estimer le même paramètre depopulation est douteuse, il est conseilléde rééchelonner les poids en lesmultipliant par un facteur constant,αi=1/k. Si les données de deux cyclessont combinées, cela signifie queαi=0,5; dans le cas de trois cycles,αi =0,33. L’estimation résultante doitêtre interprétée comme représentantles caractéristiques de la populationmoyenne (ou une estimation de période),qui couvre les périodes combinées descycles individuels. Dans ces conditions,l’hypothèse que le paramètre estiméest le même à chaque cycle n’est pasrequise.

Il n’est pas toujours nécessaired’ajuster les poids lorsque l’on regroupeles données. Si les poids sont corrigés,l’hypothèse est qu’ils le sont afin dereprésenter exactement une population.Le problème tient au fait que, si l’oncombine des poids provenant de périodesdifférentes, les poids résultants nereprésentent pas la population courante,


mais plutôt une population moyennequi n’existe pas. Par conséquent, ilpourrait être inapproprié de produiredes totaux à l’aide d’un fichier combiné,que les poids soient ajustés ou non.Par ailleurs, les ratios, les proportionset les moyennes peuvent être desstatistiques utiles si elles sontconsidérées comme des estimationsde période. Pour ces types de statistiques,les résultats obtenus en utilisant lespoids originaux ou les poids ajustésà l’aide d’un facteur commun αi=1/kseront les mêmes. Il en est égalementainsi pour les paramètres de régression,les poids étant utilisés dans le modèleafin de tenir compte du plan de sondageplutôt que pour produire des estimationspour une certaine population finie.

L’une des principales applicationsde l’approche groupée est l’analysecomplexe fondée sur des modèles derégression1,2. Grâce à la plus grandetaille d’échantillon disponible lorsqu’onutilise des données combinées, il estpossible d’étudier des modèles derégression plus détaillés. En outre,l’effet de cycle/période peut être prisen considération dans le modèle et,s’il est significatif, neutralisé. D’autresfacteurs, tels que l’effet de mode peuventégalement être pris en considérationet neutralisés dans ce genre de modèle,ce qui permet de combiner les résultatsprovenant de cycles différents qui,autrement, ne seraient pas comparables.

Comparaison des approchesL’approche individuelle et l’approchegroupée ne produisent pas toujours

la même estimation. Par exemple, lerésultat de l’approche individuelleconsistant à calculer une simplemoyenne de deux ratios, a/b et c/d,n’est pas égal à celui de l’approchegroupée, où l’on calcule une estimationsur une période, parce que, généralementparlant

� � � �� db

cad

cb

a�

��

Par conséquent, même si les deuxméthodes sont valides, le choix dépenddu but de l’analyse. Dans le cas d’uneestimation pour l’ensemble du Canadapar exemple, certains chercheurspourraient choisir d’étudier la moyennedes estimations provinciales, ce quirevient à attribuer le même poids àchaque province (approcheindividuelle), tandis que d’autrespourraient vouloir examiner l’estimationnationale (approche groupée), qui estinfluencée davantage par les grandesprovinces que par les petites.

Dans le cas de ratios tels qu’uneproportion, les deux approchesproduisent généralement les mêmesrésultats à condition que le paramètreestimé demeure constant entre les deuxoccurrences, ou que la population nechange pas. Pour des statistiques commeles paramètres de régression, il estparfois préférable d’utiliser uneapproche groupée pour calculer lesparamètres au lieu de faire la moyennedes paramètres de régression calculéspour les divers cycles.

Le projet de DurhamEn 2007, la circonscription sanitairede Durham (Ontario) a proposé deproduire un rapport sur la santé desadolescents de la région en se servantdes données combinées de l’ESCC.Il était prévu de prendre pour ciblede l’Adolescent Health Snapshot legroupe des 12 à 19 ans et, dans la mesuredu possible, les groupes des 12 à 14 anset des 15 à 19 ans séparément. En sebasant sur les données combinées del’ESCC, les taux pour Durham seraientcomparés aux taux provinciaux afinde révéler des différences ne sedégageant pas d’après les données d’uncycle seulement.

Les variables d’intérêt (généralement,des caractéristiques dont la prévalenceest faible) étaient les suivantes :

• fumeurs quotidiens• fumeurs quotidiens et occasionnels• consommateurs d’alcool au moment

de l’enquête• grands buveurs• activité sexuelle• niveau d’activité physique• inactivité physique• consommation de fruits et de

légumes• utilisation d’équipement de

protection (port du casque àbicyclette)

• embonpoint et obésité (indice demasse corporelle (IMC) des jeunes).

Après une première analyse afin des’assurer que des données comparablesprovenant de plus d’un cycle de l’ESCCétaient disponibles, deux variables ontété éliminées :

Tableau 1Estimations de la prévalence des fumeurs quotidiens de 12 à 19 ans, Enquête sur la santé dans les collectivitéscanadiennes, cycles 1.1 à 3.1, région sociosanitaire de Durham

Cycle 1.1 Cycle 2.1 Cycle 3.1Nombre dans Coefficient Nombre dans Coefficient Nombre dans Coefficient

l’échantillon Estimation de variation l’échantillon Estimation de variation l’échantillon Estimation de variation

Total, groupe des 12 à 19 ans 187 61 220 … 210 66 523 … 214 70 380 …Fumeurs quotidiens 27 7 577 22,33% 18 4 598 29,30% 16 5 110 30,26%Proportion … 12,38% 22,33% … 6,91% 29,30% … 7,26% 30,26%

... n’ayant pas lieu de figurerSource : Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes, 2000-2001 (cycle 1.1); Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes, 2003 (cycle 2.1); Enquête sur la santé dans les

collectivités canadiennes, 2005 (cycle 3.1).


• équipement de protection, à causede modifications apportées auquestionnaire entre les cycles;

• IMC, parce que la variable dérivéecréée pour le cycle 3.1 n’était pasdisponible pour les cycles 1.1 et 2.1.

Plusieurs autres variables possibles n’ontpas été incluses, parce qu’elles n’avaientpas été sélectionnées systématiquementcomme contenu optionnel par la régionde Durham. Ces variables sont lespensées suicidaires, l’insécuritéalimentaire et la consommation dedrogues illicites. (Un avantagesecondaire du projet est qu’il a démontréla valeur de la combinaison de donnéesde plusieurs cycles, ce qui pourraitinfluencer la sélection du contenuoptionnel des régions dans l’avenir.)

La variable fumeurs quotidiens illustrele processus de combinaison des cycles.Pour toute analyse, il est recommandéde disposer d’au moins dix observationspour la caractéristique étudiée avantde calculer une estimation. Même encombinant les données, l’analyse dugroupe des 12 à 14 ans a été impossible,à cause de la taille limitée del’échantillon et du petit nombre derépondants qui fumaientquotidiennement. Cependant, il a étépossible d’examiner la consommationquotidienne de cigarettes chez les jeunesde 15 à 19 ans de la région de Durham.

L’analyse préliminaire des donnéespour le groupe complet des 12 à 19 ansa consisté à calculer les estimationspour chaque cycle individuellement.Les résultats ont indiqué clairementque pour le groupe d’âge complet, lacombinaison des cycles n’était pasnécessaire : pour chaque cycle, lesestimations de la prévalence des fumeursquotidiens étaient publiables, lescoefficients de variation étant inférieursau seuil d’exclusion recommandé de33 % (tableau 1). L’analyse a égalementmontré que la proportion de fumeursquotidiens chez les 12 à 19 ans avaitbaissé fortement, pour passer d’un peuplus de 12 % au cycle 1.1 à environ7 % aux cycles 2.1 et 3.1. Parconséquent, il aurait été incorrect de

conclure que les taux étaient les mêmesd’un cycle à l’autre, ce qui rendait doncinappropriées certaines méthodes decombinaison des cycles décrites plushaut. En outre, la baisse du taux d’usagedu tabac donnait à penser qu’il neconvenait peut-être pas de combinerles données du cycle 1.1 à celles desautres cycles. Si cette chute du tauxreflète une initiative stratégiqueimportante, il serait préférabled’analyser les données combinéesuniquement pour les périodes durantlesquelles la politique était en vigueur(cycles 2.1 et 3.1).

L’approche individuelle consistantà calculer une moyenne simple etl’approche groupée consistant à calculerune estimation de période ont étéutilisées l’une et l’autre pour combinerles données des trois cycles. Les donnéescombinées masquent les changementsde comportement, notamment laréduction importante de l’usage dutabac chez les adolescents. En outre,l’estimation résultante prête à confusion,puisqu’elle diffère des taux publiésles plus récents. Pour ces raisons, ilfaut interpréter les estimations commeétant des moyennes de période plutôtque reflétant les taux actuels d’usagedu tabac.

Dans le cas de l’approcheindividuelle, on a calculé la moyennedes estimations du pourcentage defumeurs quotidiens :

(12,37 % + 6,91 % + 7,26 %) / 3 =8,67 %.Pour estimer la variance, on a estimé

la variance pour chaque cycle. Pourle cycle 1.1, la variance estimée a étécalculée comme il suit :

Variance estimée = (CV*Estimation)2

= (0,2233*0,1238)2 = 0,0008.Des estimations comparables ont été

calculées pour les cycles 2.1 et 3.1,soit 0,0004 et 0,0005, respectivement.Ces variances estimées ont ensuite étéutilisées pour estimer la variance del’estimation combinée, soit

Variance combinée estimée =(0,0008 + 0,0004 + 0,0005) / 9 =0,0002.

Le CV pour l’estimation combinéea été calculé par

CV combiné = racine carrée (0,002) /0,0867 = 16,3 %,

ce qui représente une amélioration parrapport aux CV calculés pour un cycleseulement et est acceptable pour ladiffusion, conformément aux lignesdirectrices concernant la publication.

Dans le cas de l’approche groupée,on a calculé une estimation de lapériode :

(7 577 + 4 598 + 5 110) / (61 220+ 66 523 + 70 380) = 17 285 /198 123 = 8,72 %.

Le faible écart entre la moyenne simpleet l’estimation de période est dûprincipalement à des variations de lataille de la population et du taux d’usagedu tabac.

Pour l’approche groupée, les poidsauraient pu être ajustés en divisantles poids originaux par trois, maisle résultat aurait été le même :

5 761 / 66 041 = 8,72 %.Par contre, dans le cas des totaux,

la population estimée était de 198 123en utilisant les poids non ajustés, cequi correspond approximativement àtrois fois l’estimation pour chaque cycle.L’estimation groupée en utilisant lespoids ajustés était 66 041, soit lamoyenne des chiffres de populationpour chaque cycle.

Pour estimer les variances dans lecas de l’approche groupée, on a utiliséBootvar pour calculer les estimationspar la méthode du bootstrap.L’estimation de la variance del’estimation groupée était 0,0002, avecun CV correspondant de 15,3 %.Comme il est montré dans le cas del’approche individuelle, il s’agit d’uneamélioration par rapport aux estimationsobtenues en traitant chaque cycleindividuellement.

Enfin, nous nous attendions à cequ’une comparaison des taux groupéspour la région de Durham au tauxprovincial révèle des écartsstatistiquement significatifs, à causede la plus grande précision due àl’accroissement de la taille del’échantillon. En général, cela n’a pas


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été le cas. Les écarts entre les tauxpour l’Ontario et pour Durham étaientsi faibles qu’il n’était pas possiblede les déceler, même avec les taillesd’échantillon plus grandes.

ConclusionLa combinaison des cycles de l’ESCCproduit des échantillons de plus grandetaille pour l’analyse et les estimationsrésultantes sont de meilleure qualitéque celles obtenues en utilisant lesdonnées d’un seul cycle. Néanmoins,on ne peut supposer que les estimations

résultantes représentent la mêmepopulation ou que les caractéristiquesde la population sont les mêmes quecelles qui se dégageraient de l’analysedes données d’un cycle seulement, mêmesi la même question a été posée d’uncycle à l’autre. Au fil du temps, lespersonnes qui constituent la populationet leurs caractéristiques évoluent. Lesestimations basées sur les cyclescombinés décrivent une population« artificielle » constituée de populationsdifférentes étudiées à des momentsdifférents. Par conséquent, les

chercheurs doivent déterminer quellessont les implications pour leurs analysesavant de décider de combiner lesdonnées de plusieurs cycles.

No 82-003-X au catalogue Rapports sur la santé2 Rapports sur la santé, vol. 20, nº 1, mars 2009...

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