L'épidémiologiste s'intéresse aux relations entre les variables, principalement les variables d'exposition et de résultat. Généralement, les épidémiologistes veulent déterminer si l'apparition d'une maladie est liée à la présence d'un agent particulier (exposition) dans la population. Les façons dont ces relations sont étudiées peuvent varier considérablement. On peut identifier toutes les personnes qui sont exposées à cet agent et les suivre pour mesurer l'incidence de la maladie, en comparant cette incidence avec l'apparition de la maladie dans une population non exposée appropriée. Alternativement, on peut simplement échantillonner parmi les exposés et les non exposés, sans en avoir une énumération complète. Ou, comme troisième alternative, on peut identifier toutes les personnes qui développent une maladie d'intérêt dans une période de temps définie ("cas") et un groupe approprié d'individus indemnes de la maladie (un échantillon de la population source de cas), et déterminer si les schémas d'exposition diffèrent entre les deux groupes. Le suivi des participants à l'étude est une option (dans les études dites longitudinales) : dans cette situation, un décalage temporel existe entre la survenue de l'exposition et l'apparition de la maladie. Une option alternative est un échantillon représentatif de la population, où l'exposition et la maladie sont mesurées au même moment.

Dans cet article, l'attention est portée sur les modèles d'étude communs - cohorte, cas-référent (cas-témoin) et transversal. Pour préparer le terrain pour cette discussion, considérons une grande usine de rayonne viscose dans une petite ville. Une enquête visant à déterminer si l'exposition au sulfure de carbone augmente le risque de maladie cardiovasculaire est lancée. L'enquête a plusieurs choix de conception, certains plus et d'autres moins évidents. Une première stratégie consiste à identifier tous les travailleurs qui ont été exposés au sulfure de carbone et à les suivre pour la mortalité cardiovasculaire.

Etudes de cohorte

Une étude de cohorte englobe les participants à la recherche partageant un événement commun, l'exposition. Une étude de cohorte classique identifie un groupe défini de personnes exposées, puis chacune est suivie et son expérience de morbidité et/ou de mortalité est enregistrée. Outre une exposition qualitative commune, la cohorte doit également être définie sur d'autres critère d'éligibilité, tels que la tranche d'âge, le sexe (homme ou femme ou les deux), la durée et l'intensité minimales de l'exposition, l'absence d'autres expositions, etc., afin d'améliorer la validité et l'efficacité de l'étude. À l'entrée, tous les membres de la cohorte doivent être indemnes de la maladie à l'étude, selon l'ensemble empirique de critères utilisés pour mesurer la maladie.

Si, par exemple, dans l'étude de cohorte sur les effets du sulfure de carbone sur la morbidité coronarienne, les maladies coronariennes sont empiriquement mesurées comme des infarctus cliniques, ceux qui, au départ, ont eu des antécédents d'infarctus coronarien doivent être exclus de la cohorte. En revanche, des anomalies électrocardiographiques sans antécédent d'infarctus peuvent être acceptées. Cependant, si l'apparition de nouveaux changements électrocardiographiques est la mesure de résultat empirique, les membres de la cohorte devraient également avoir des électrocardiogrammes normaux au départ.

Pour déterminer le risque relatif de la maladie ou la mort par exposition. L'utilisation d'une cohorte similaire mais non exposée comme fournisseur de l'expérience de référence est préférable à la (mauvaise) pratique courante consistant à comparer la morbidité ou la mortalité de la cohorte exposée à des chiffres nationaux normalisés selon l'âge, car la population générale ne parvient même pas à remplir les critères les plus exigences élémentaires pour la validité de la comparaison. Le ratio standardisé de morbidité (ou mortalité) (SMR), résultant d'une telle comparaison, génère généralement une sous-estimation du vrai risque relatif en raison d'un biais opérant dans la cohorte exposée, conduisant à l'absence de comparabilité entre les deux populations. Ce biais de comparaison a été nommé « l'effet du travailleur en bonne santé ». Cependant, ce n'est vraiment pas un véritable "effet", mais un biais de confusion négative, qui à son tour découle du roulement sélectif en matière de santé dans une population active. (Les personnes en mauvaise santé ont tendance à quitter ou à ne jamais entrer dans les cohortes « exposées », leur destination finale étant souvent la section des chômeurs de la population générale.)

Étant donné qu'une cohorte « exposée » est définie comme ayant une certaine exposition, seuls effets causés par cette exposition unique (ou mélange d'expositions) peuvent être étudiés simultanément. D'autre part, le plan de cohorte permet d'étudier plusieurs maladies à la fois. On peut également étudier simultanément différentes manifestations de la même maladie, par exemple l'angor, les modifications de l'ECG, les infarctus du myocarde cliniques et la mortalité coronarienne. Bien qu'elle soit bien adaptée pour tester des hypothèses spécifiques (par exemple, « l'exposition au sulfure de carbone provoque des maladies coronariennes »), une étude de cohorte fournit également des réponses à la question plus générale : « Quelles maladies sont causées par cette exposition ? »

Par exemple, dans une étude de cohorte portant sur le risque pour les travailleurs de la fonderie de mourir d'un cancer du poumon, les données sur la mortalité sont tirées du registre national des causes de décès. Bien que l'étude visait à déterminer si la poussière de fonderie cause le cancer du poumon, la source de données, avec le même effort, donne également des informations sur toutes les autres causes de décès. Par conséquent, d'autres risques possibles pour la santé peuvent être étudiés en même temps.

Le calendrier d'une étude de cohorte peut être rétrospectif (historique) ou prospectif (simultané). Dans les deux cas, la structure de conception est la même. Un dénombrement complet des personnes exposées a lieu à un moment donné ou à une certaine période, et le résultat est mesuré pour tous les individus jusqu'à un point final défini dans le temps. La différence entre prospective et rétrospective réside dans le moment de l'étude. S'il est rétrospectif, le point final s'est déjà produit ; s'il est prospectif, il faut l'attendre.

Dans le plan rétrospectif, la cohorte est définie à un moment donné dans le passé (par exemple, les personnes exposées le 1er janvier 1961, ou celles qui ont entrepris un travail exposé entre 1961 et 1970). La morbidité et/ou la mortalité de tous les membres de la cohorte est ensuite suivi jusqu'au présent. Bien que « tous » signifie que ceux qui ont quitté leur emploi doivent également être retrouvés, dans la pratique, une couverture de 100 % peut rarement être atteinte. Cependant, plus le suivi est complet, plus l'étude est valide.

Dans la conception prospective, la cohorte est définie au présent ou au cours d'une période future, et la morbidité est ensuite suivie dans le futur.

Lors des études de cohorte, il faut prévoir suffisamment de temps pour le suivi afin que les points finaux préoccupants aient suffisamment de temps pour se manifester. Parfois, étant donné que les enregistrements historiques peuvent n'être disponibles que pour une courte période dans le passé, il est néanmoins souhaitable de tirer parti de cette source de données, car cela signifie qu'une période plus courte de suivi prospectif serait nécessaire avant que les résultats de l'étude puissent être disponible. Dans ces situations, une combinaison des plans d'étude de cohorte rétrospective et prospective peut être efficace. La présentation générale des tableaux de fréquence présentant les données de cohorte est présentée dans le tableau 1.

Tableau 1. Présentation générale des tableaux de fréquence présentant les données de cohorte

La proportion observée de malades dans la cohorte exposée est calculée comme suit :

et celle de la cohorte de référence comme :

Le rapport de taux s'exprime alors par :

N₀ ainsi que N₁ sont généralement exprimés en unités de temps-personne au lieu du nombre de personnes dans les populations. Les années-personnes sont calculées séparément pour chaque individu. Différentes personnes entrent souvent dans la cohorte pendant une période de temps, pas à la même date. Par conséquent, leurs périodes de suivi commencent à des dates différentes. De même, après leur décès ou après que l'événement d'intérêt s'est produit, ils ne sont plus « à risque » et ne devraient pas continuer à contribuer des années-personnes au dénominateur.

Si le RR est supérieur à 1, la morbidité de la cohorte exposée est supérieure à celle de la cohorte de référence, et inversement. Le RR est une estimation ponctuelle et un intervalle de confiance (IC) doit être calculé pour celui-ci. Plus l'étude est grande, plus l'intervalle de confiance se rétrécit. Si RR = 1 n'est pas inclus dans l'intervalle de confiance (par exemple, l'IC à 95 % est de 1.4 à 5.8), le résultat peut être considéré comme « statistiquement significatif » au niveau de probabilité choisi (dans cet exemple, α = 0.05).

Si la population générale est utilisée comme population de référence, c₀ est remplacé par le chiffre "attendu", E(c₁ ), dérivé des taux de morbidité ou de mortalité normalisés selon l'âge de cette population (c.-à-d. le nombre de cas qui se seraient produits dans la cohorte si l'exposition d'intérêt n'avait pas eu lieu). Cela donne le rapport standardisé de mortalité (ou de morbidité), SMR. Ainsi,

Pour le SMR également, un intervalle de confiance doit être calculé. Il est préférable de donner cette mesure dans une publication plutôt qu'une valeur de p, car les tests de signification statistique n'ont aucun sens si la population générale est la catégorie de référence. Une telle comparaison comporte un biais considérable (le effet travailleur en bonne santé noté ci-dessus), et les tests de signification statistique, développés à l'origine pour la recherche expérimentale, sont trompeurs en présence d'erreurs systématiques.

Supposons que la question soit de savoir si la poussière de quartz cause le cancer du poumon. Habituellement, la poussière de quartz se produit avec d'autres agents cancérigènes, tels que les produits de filiation du radon et les gaz d'échappement diesel dans les mines, ou les hydrocarbures polyaromatiques dans les fonderies. Les carrières de granit n'exposent pas les travailleurs de la pierre à ces autres agents cancérigènes. Par conséquent, le problème est mieux étudié parmi les travailleurs de la pierre employés dans les carrières de granit.

Supposons alors que les 2,000 20 travailleurs, ayant été employés par 1951 carrières entre 1960 et 1990, soient inscrits dans la cohorte et que leur incidence de cancer (ou seulement la mortalité) soit suivie à partir de dix ans après la première exposition (pour tenir compte d'un temps d'induction) et se terminant en 20. Il s'agit d'un suivi de 30 à 25 ans (selon l'année d'entrée) ou, disons, de 1,000 ans en moyenne, de la mortalité (ou de la morbidité) par cancer chez XNUMX XNUMX ouvriers de la carrière qui étaient spécifiquement des ouvriers du granit. L'historique d'exposition de chaque membre de la cohorte doit être enregistré. Ceux qui ont quitté les carrières doivent être retrouvés et leur historique d'exposition ultérieur enregistré. Dans les pays où tous les habitants ont un numéro d'enregistrement unique, il s'agit d'une procédure simple, régie principalement par les lois nationales sur la protection des données. Lorsqu'aucun système de ce type n'existe, il peut être extrêmement difficile de retrouver les employés à des fins de suivi. Lorsqu'il existe des registres appropriés des décès ou des maladies, la mortalité toutes causes confondues, tous cancers et localisations spécifiques du cancer peut être obtenue à partir du registre national des causes de décès. (Pour la mortalité par cancer, le registre national du cancer est une meilleure source car il contient des diagnostics plus précis. En outre, des données sur l'incidence (ou la morbidité) peuvent également être obtenues.) Les taux de mortalité (ou taux d'incidence du cancer) peuvent être comparés à " nombres attendus », calculés à partir des taux nationaux en utilisant les années-personnes de la cohorte exposée comme base.

Supposons que 70 cas mortels de cancer du poumon soient trouvés dans la cohorte, alors que le nombre attendu (le nombre qui se serait produit s'il n'y avait pas eu d'exposition) est de 35. Alors :

c₁ = 70, E(c₁) = 35

Ainsi, le SMR = 200, ce qui indique une multiplication par deux du risque de mourir d'un cancer du poumon chez les personnes exposées. Si des données d'exposition détaillées sont disponibles, la mortalité par cancer peut être étudiée en fonction de différents temps de latence (par exemple, 10, 15, 20 ans), du travail dans différents types de carrières (différents types de granit), de différentes périodes historiques, de différentes expositions intensités et ainsi de suite. Cependant, 70 cas ne peuvent pas être subdivisés en trop de catégories, car le nombre entrant dans chacune devient rapidement trop petit pour une analyse statistique.

Les deux types de plans de cohorte présentent des avantages et des inconvénients. Une étude rétrospective ne peut, en règle générale, mesurer que la mortalité, car les données sur les manifestations plus bénignes font généralement défaut. Les registres du cancer sont une exception, et peut-être quelques autres, tels que les registres des accidents vasculaires cérébraux et les registres des sorties d'hôpitaux, dans la mesure où des données sur l'incidence sont également disponibles. L'évaluation de l'exposition passée est toujours un problème et les données d'exposition sont généralement assez faibles dans les études rétrospectives. Cela peut conduire à un effet de masquage. D'autre part, puisque les cas se sont déjà produits, les résultats de l'étude deviennent disponibles beaucoup plus tôt ; dans, disons, deux à trois ans.

Une étude de cohorte prospective peut être mieux planifiée pour se conformer aux besoins du chercheur, et les données d'exposition peuvent être recueillies de manière précise et systématique. Plusieurs manifestations différentes d'une maladie peuvent être mesurées. Les mesures de l'exposition et des résultats peuvent être répétées, et toutes les mesures peuvent être standardisées et leur validité peut être vérifiée. Cependant, si la maladie a une longue latence (comme le cancer), il faudra beaucoup de temps, voire 20 à 30 ans, avant que les résultats de l'étude puissent être obtenus. Il peut se passer beaucoup de choses pendant cette période. Par exemple, le roulement des chercheurs, l'amélioration des techniques de mesure de l'exposition, le remodelage ou la fermeture des plantes choisies pour l'étude, etc. Toutes ces circonstances compromettent le succès de l'étude. Les coûts d'une étude prospective sont également généralement plus élevés que ceux d'une étude rétrospective, mais cela est principalement dû au nombre beaucoup plus élevé de mesures (surveillance d'expositions répétées, examens cliniques, etc.), et non à un enregistrement des décès plus coûteux. Par conséquent, la coûts par unité d'information ne dépassent pas nécessairement ceux d'une étude rétrospective. Au vu de tout cela, les études prospectives sont plus adaptées aux maladies à latence assez courte, nécessitant un suivi court, alors que les études rétrospectives sont plus adaptées aux maladies à latence longue.

Études cas-témoins (ou cas-référents)

Revenons à l'usine de rayonne viscose. Une étude de cohorte rétrospective peut ne pas être réalisable si les listes des travailleurs exposés ont été perdues, alors qu'une étude de cohorte prospective donnerait des résultats solides à très long terme. Une alternative serait alors la comparaison entre les personnes décédées d'une maladie coronarienne dans la ville, au cours d'une période de temps définie, et un échantillon de la population totale du même groupe d'âge.

La conception classique cas-témoin (ou cas-référent) est basée sur un échantillonnage à partir d'une population dynamique (ouverte, caractérisée par une rotation des membres). Cette population peut être celle de tout un pays, d'un district ou d'une commune (comme dans notre exemple), ou bien il peut s'agir de la population administrativement définie à partir de laquelle les patients sont admis dans un hôpital. La population définie fournit à la fois les cas et les témoins (ou référents).

La technique consiste à rassembler tous les cas de la maladie en question qui existent à un point dans le temps (cas prévalents), ou survenus au cours d'une période de temps (cas incidents). Les cas peuvent ainsi être tirés des registres de morbidité ou de mortalité, ou être recueillis directement auprès des hôpitaux ou d'autres sources ayant des diagnostics valides. Les contrôles sont dessinés comme un échantillon de la même population, soit parmi les non-cas, soit dans l'ensemble de la population. Une autre option consiste à Sélectionner des patients atteints d'une autre maladie comme témoins, mais ces patients doivent alors être représentatifs de la population d'où proviennent les cas. Il peut y avoir un ou plusieurs témoins (c'est-à-dire des référents) pour chaque cas. L'approche d'échantillonnage diffère des études de cohorte, qui examinent l'ensemble de la population. Il va sans dire que les gains en termes de moindre coût des plans cas-témoins sont considérables, mais il est important que l'échantillon soit représentant de l'ensemble de la population d'où proviennent les cas (c'est-à-dire la « base de l'étude »), sinon l'étude peut être biaisée.

Lorsque des cas et des témoins ont été identifiés, leurs antécédents d'exposition sont recueillis par des questionnaires, des entretiens ou, dans certains cas, à partir de dossiers existants (par exemple, les registres de paie à partir desquels les antécédents de travail peuvent être déduits). Les données peuvent être obtenues soit auprès des participants eux-mêmes, soit, s'ils sont décédés, auprès de parents proches. Pour assurer un rappel symétrique, il est important que la proportion de cas et de référents morts et vivants soit égale, car les proches parents donnent généralement un historique d'exposition moins détaillé que les participants eux-mêmes. Les informations sur le schéma d'exposition des cas sont comparées à celles des témoins, fournissant une estimation de la rapport de cotes (OR), une mesure indirecte de la risque parmi les personnes exposées de contracter la maladie par rapport à celui des non exposés.

Étant donné que la conception cas-témoin repose sur les informations sur l'exposition obtenues auprès de patients atteints d'une certaine maladie (c'est-à-dire les cas) ainsi que sur un échantillon de personnes non malades (c'est-à-dire les témoins) de la population d'où proviennent les cas, le lien avec les expositions ne peut être étudié que pour une maladie. En revanche, ce design permet l'étude concomitante de l'effet de plusieurs expositions différentes. L'étude cas-témoin est bien adaptée pour répondre à des questions de recherche spécifiques (par exemple, « La maladie coronarienne est-elle causée par l'exposition au sulfure de carbone ? »), mais elle peut également aider à répondre à la question plus générale : « Quelles expositions peuvent causer cette maladie ? » ?"

La question de savoir si l'exposition aux solvants organiques provoque le cancer primitif du foie est posée (à titre d'exemple) en Europe. Les cas de cancer primitif du foie, une maladie relativement rare en Europe, sont mieux recueillis à partir d'un registre national du cancer. Supposons que tous les cas de cancer survenus pendant trois ans forment la série de cas. La population de base de l'étude est alors un suivi de trois ans de l'ensemble de la population du pays européen en question. Les témoins sont tirés comme un échantillon de personnes sans cancer du foie de la même population. Pour des raisons de commodité (c'est-à-dire que la même source peut être utilisée pour l'échantillonnage des témoins), des patients atteints d'un autre type de cancer, non lié à l'exposition aux solvants, peuvent être utilisés comme témoins. Le cancer du côlon n'a aucun lien connu avec l'exposition aux solvants ; par conséquent, ce type de cancer peut être inclus parmi les témoins. (L'utilisation de témoins de cancer minimise le biais de rappel dans la mesure où la précision de l'historique donné par les cas et les témoins est, en moyenne, symétrique. Cependant, si un lien actuellement inconnu entre le cancer du côlon et l'exposition aux solvants était révélé plus tard, ce type de contrôle entraînerait une sous-estimation du vrai risque, et non une exagération de celui-ci.)

Pour chaque cas de cancer du foie, deux témoins sont tirés afin d'obtenir une plus grande puissance statistique. (On pourrait dessiner encore plus de contrôles, mais les fonds disponibles peuvent être un facteur limitant. Si les fonds n'étaient pas limités, peut-être jusqu'à quatre contrôles seraient optimaux. Au-delà de quatre, la loi des rendements décroissants s'applique.) Après avoir obtenu l'autorisation appropriée des données les autorités de protection, les cas et les témoins, ou leurs proches, sont approchés, généralement au moyen d'un questionnaire postal, demandant un historique professionnel détaillé avec un accent particulier sur une liste chronologique des noms de tous les employeurs, les départements de travail, les tâches dans différents emplois et la période d'emploi dans chaque tâche respective. Ces données peuvent être obtenues auprès de proches avec quelques difficultés ; cependant, les produits chimiques ou les noms commerciaux spécifiques ne sont généralement pas bien rappelés par les proches. Le questionnaire devrait également inclure des questions sur d'éventuelles données confusionnelles, telles que la consommation d'alcool, l'exposition à des aliments contenant des aflatoxines et l'infection par les hépatites B et C. Afin d'obtenir un taux de réponse suffisamment élevé, deux relances sont envoyées aux non-répondants à 70 semaines d'intervalle. Cela se traduit généralement par un taux de réponse final supérieur à XNUMX %. Les antécédents professionnels sont ensuite examinés par un hygiéniste industriel, sans connaissance du statut de cas ou de contrôle du répondant, et l'exposition est classée en exposition élevée, moyenne, faible, nulle et inconnue aux solvants. Les dix années d'exposition précédant immédiatement le diagnostic de cancer ne sont pas prises en compte, car il n'est pas biologiquement plausible que des cancérogènes de type initiateur puissent être la cause du cancer si le temps de latence est si court (bien que les promoteurs le puissent en fait). A ce stade, il est également possible de différencier les différents types d'exposition aux solvants. Étant donné qu'un historique professionnel complet a été fourni, il est également possible d'explorer d'autres expositions, bien que l'hypothèse initiale de l'étude ne les inclue pas. Les rapports de cotes peuvent ensuite être calculés pour l'exposition à n'importe quel solvant, à des solvants spécifiques, à des mélanges de solvants, à différentes catégories d'intensité d'exposition et pour différentes fenêtres temporelles en relation avec le diagnostic de cancer. Il est conseillé d'exclure de l'analyse ceux dont l'exposition est inconnue.

Les cas et les témoins peuvent être échantillonnés et analysés soit comme série indépendante or groupes appariés. L'appariement signifie que les contrôles sont sélectionnés pour chaque cas en fonction de certaines caractéristiques ou attributs, pour former des paires (ou des ensembles, si plus d'un contrôle est choisi pour chaque cas). L'appariement est généralement effectué sur la base d'un ou de plusieurs facteurs tels que l'âge, le statut vital, les antécédents de tabagisme, l'heure du diagnostic du cas, etc. Dans notre exemple, les cas et les témoins sont ensuite appariés sur l'âge et le statut vital. (Le statut vital est important, car les patients eux-mêmes donnent généralement un historique d'exposition plus précis que les parents proches, et la symétrie est essentielle pour des raisons de validité.) Aujourd'hui, la recommandation est d'être restrictif avec l'appariement, car cette procédure peut introduire des effets ) confondant.

Si un contrôle correspond à un cas, le plan est appelé un conception à paires assorties. À condition que les coûts d'étude de plusieurs contrôles ne soient pas prohibitifs, plus d'un référent par cas améliore la stabilité de l'estimation de l'OR, ce qui rend l'étude plus efficace en termes de taille.

La disposition des résultats d'une étude cas-témoin non appariée est présentée dans le tableau 2.

Tableau 2. Exemple de mise en page des données cas-témoins

À partir de ce tableau, les probabilités d'exposition parmi les cas et les probabilités d'exposition parmi la population (les témoins) peuvent être calculées et divisées pour donner le rapport de cotes d'exposition, OR. Pour les cas, la probabilité d'exposition est c₁ / c₀, et pour les contrôles c'est n₁ / n₀. L'estimation de l'OR est alors :

Si relativement plus de cas que de témoins ont été exposés, l'OR est supérieur à 1 et vice versa. Les intervalles de confiance doivent être calculés et fournis pour l'OR, de la même manière que pour le RR.

A titre d'exemple supplémentaire, un centre de santé au travail d'une grande entreprise dessert 8,000 100 salariés exposés à diverses poussières et autres agents chimiques. Nous nous intéressons au lien entre l'exposition aux poussières mixtes et la bronchite chronique. L'étude consiste à suivre cette population pendant un an. Nous avons défini les critères diagnostiques de la bronchite chronique comme étant « la toux matinale et la production de mucosités pendant trois mois pendant deux années consécutives ». Les critères d'exposition « positive » aux poussières sont définis avant le début de l'étude. Chaque patient visitant le centre de santé et répondant à ces critères pendant une période d'un an est un cas, et le patient suivant demandant un avis médical pour des problèmes non pulmonaires est défini comme un témoin. Supposons que 100 cas et 40 témoins soient inscrits pendant la période d'étude. Soit 15 cas et XNUMX témoins classés comme ayant été exposés à la poussière. Alors

c₁ = 40, c₀ = 60, n₁ = 15, et n₀ = 85.

En conséquence,

Dans l'exemple précédent, aucune considération n'a été donnée à la possibilité de confusion, ce qui peut conduire à une distorsion de l'OR en raison de différences systématiques entre les cas et les témoins dans une variable comme l'âge. Une façon de réduire ce biais consiste à faire correspondre les témoins aux cas en fonction de l'âge ou d'autres facteurs suspects. Il en résulte une disposition des données illustrée dans le tableau 3.

Tableau 3. Présentation des données cas-témoins si un témoin est apparié à chaque cas

L'analyse se concentre sur les paires discordantes : c'est-à-dire « cas exposé, témoin non exposé » (f_+–); et « cas non exposé, témoin exposé » (f_–+). Lorsque les deux membres d'une paire sont exposés ou non exposés, la paire est ignorée. L'OR dans une conception d'étude à paires appariées est défini comme

Dans une étude sur l'association entre le cancer du nez et l'exposition à la poussière de bois, il y avait au total 164 paires cas-témoins. Dans une seule paire, le cas et le témoin avaient été exposés, et dans 150 paires, ni le cas ni le témoin n'avaient été exposés. Ces paires ne sont pas davantage considérées. Le cas, mais pas le témoin, avait été exposé en 12 paires, et le témoin, mais pas le cas, en une paire. D'où,

et comme l'unité n'est pas incluse dans cet intervalle, le résultat est statistiquement significatif, c'est-à-dire qu'il existe une association statistiquement significative entre le cancer du nez et l'exposition à la poussière de bois.

Les études cas-témoins sont plus efficaces que les études de cohorte lorsque la maladie est rare; ils peuvent en fait fournir la seule option. Cependant, des maladies courantes peuvent également être étudiées par cette méthode. Si la l'exposition est rare, une cohorte basée sur l'exposition est la conception épidémiologique préférable ou la seule réalisable. Bien entendu, des études de cohorte peuvent également être menées sur des expositions courantes. Le choix entre les conceptions de cohorte et de cas-témoins lorsque l'exposition et la maladie sont communes est généralement décidé en tenant compte de considérations de validité.

Étant donné que les études cas-témoins s'appuient sur des données d'exposition rétrospectives, généralement basées sur le souvenir des participants, leur point faible est l'inexactitude et la grossièreté des informations sur l'exposition, ce qui entraîne un masquage des effets par non différentiel classification erronée (symétrique) du statut d'exposition. De plus, le rappel peut parfois être asymétrique entre les cas et les témoins, les cas étant généralement considérés comme se souvenant « mieux » (c'est-à-dire, biais de rappel).

Le rappel sélectif peut provoquer un biais d'amplification de l'effet par différentiel classification erronée (asymétrique) du statut d'exposition. Les avantages des études cas-témoins résident dans leur rapport coût-efficacité et leur capacité à fournir une solution à un problème relativement rapidement. En raison de la stratégie d'échantillonnage, ils permettent l'investigation de très larges populations cibles (par exemple, via les registres nationaux du cancer), augmentant ainsi la puissance statistique de l'étude. Dans les pays où la législation sur la protection des données ou l'absence de bons registres de population et de morbidité entravent la réalisation d'études de cohorte, les études cas-témoins en milieu hospitalier peuvent être le seul moyen pratique de mener des recherches épidémiologiques.

Échantillonnage cas-témoins au sein d'une cohorte (conceptions d'études cas-témoins imbriquées)

Une étude de cohorte peut également être conçue pour un échantillonnage au lieu d'un suivi complet. Cette conception était auparavant appelée une étude cas-témoins « nichée ». Une approche d'échantillonnage au sein de la cohorte fixe des exigences différentes en matière d'admissibilité de la cohorte, car les comparaisons sont désormais effectuées au sein de la même cohorte. Cela devrait donc inclure non seulement les travailleurs fortement exposés, mais aussi les travailleurs moins exposés et même non exposés, afin de fournir contrastes d'exposition en lui-même. Il est important de réaliser cette différence dans les critères d'admissibilité lors de l'assemblage de la cohorte. Si une analyse de cohorte complète est d'abord effectuée sur une cohorte dont les critères d'éligibilité étaient sur une « grande » exposition, et qu'une étude cas-témoin « nichée » est effectuée plus tard sur la même cohorte, l'étude devient insensible. Cela introduit un effet de masquage parce que les contrastes d'exposition sont insuffisants « par conception » en raison d'un manque de variabilité dans l'expérience d'exposition parmi les membres de la cohorte.

Cependant, à condition que la cohorte ait une large gamme d'expériences d'exposition, l'approche cas-témoin nichée est très attrayante. On rassemble tous les cas survenus dans la cohorte au cours de la période de suivi pour former la série de cas, tandis que seulement un échantillon des non-cas est tiré pour la série témoin. Ensuite, comme dans le modèle cas-témoins traditionnel, les chercheurs recueillent des informations détaillées sur l'expérience d'exposition en interrogeant les cas et les témoins (ou leurs proches parents), en examinant les listes du personnel des employeurs, en construisant un matrice d'exposition professionnelle, ou en combinant deux ou plusieurs de ces approches. Les témoins peuvent soit être appariés aux cas, soit être traités comme une série indépendante.

L'approche par échantillonnage peut être moins coûteuse par rapport à l'obtention d'informations exhaustives sur chaque membre de la cohorte. En particulier, étant donné que seul un échantillon de témoins est étudié, davantage de ressources peuvent être consacrées à une évaluation détaillée et précise de l'exposition pour chaque cas et témoin. Cependant, les mêmes problèmes de puissance statistique prévalent que dans les études de cohorte classiques. Pour atteindre une puissance statistique suffisante, la cohorte doit toujours comprendre un nombre « adéquat » de cas exposés en fonction de l'importance du risque à détecter.

Conceptions d'études transversales

Au sens scientifique, un plan transversal est un échantillon représentatif de la population étudiée, sans aucune considération de temps. L'exposition et la morbidité (prévalence) sont mesurées au même moment.

Du point de vue étiologique, cette conception de l'étude est faible, en partie parce qu'elle traite de la prévalence par opposition à l'incidence. La prévalence est une mesure composite, qui dépend à la fois de l'incidence et de la durée de la maladie. Cela restreint également le recours aux études transversales aux maladies de longue durée. Plus grave encore est le fort biais négatif causé par l'élimination, liée à la santé, du groupe exposé des personnes les plus sensibles aux effets de l'exposition. Par conséquent, les problèmes étiologiques sont mieux résolus par des conceptions longitudinales. En effet, les études transversales ne permettent pas de tirer des conclusions quant à savoir si l'exposition a précédé la maladie, ou vice versa. La section transversale n'a de sens étiologique que s'il existe une véritable relation temporelle entre l'exposition et le résultat, ce qui signifie que l'exposition actuelle doit avoir des effets immédiats. Cependant, l'exposition peut être mesurée transversalement de sorte qu'elle représente une période passée plus longue (par exemple, la plombémie), tandis que la mesure du résultat est celle de la prévalence (par exemple, les vitesses de conduction nerveuse). L'étude est alors un mélange d'une conception longitudinale et d'une conception transversale plutôt qu'une simple section transversale de la population étudiée.

Enquêtes descriptives transversales

Les enquêtes transversales sont souvent utiles à des fins pratiques et administratives plutôt qu'à des fins scientifiques. Les principes épidémiologiques peuvent être appliqués aux activités de surveillance systématique dans le cadre de la santé au travail, telles que :

• observation de la morbidité liée à la profession, à la zone de travail ou à certaines expositions

• enquêtes régulières auprès des travailleurs exposés à des risques professionnels connus

• examen des travailleurs entrant en contact avec de nouveaux risques pour la santé

• programmes de surveillance biologique

• enquêtes d'exposition pour identifier et quantifier les dangers

• programmes de dépistage de différents groupes de travailleurs

• évaluer la proportion de travailleurs nécessitant une prévention ou un contrôle régulier (p. ex. tension artérielle, maladie coronarienne).

Il est important de choisir des indicateurs de morbidité représentatifs, valides et spécifiques pour tous les types d'enquêtes. Une enquête ou un programme de dépistage ne peut utiliser qu'un assez petit nombre de tests, contrairement aux diagnostics cliniques, et par conséquent la valeur prédictive du test de dépistage est importante. Les méthodes insensibles ne parviennent pas à détecter la maladie d'intérêt, tandis que les méthodes très sensibles produisent trop de résultats faussement positifs. Il n'est pas intéressant de dépister les maladies rares en milieu professionnel. Toutes les activités de recherche de cas (c'est-à-dire de dépistage) nécessitent également un mécanisme de prise en charge des personnes ayant des résultats « positifs », à la fois en termes de diagnostic et de thérapie. Sinon, seule la frustration en résultera avec un potentiel de plus de mal que de bien émergeant.

Retour