Utilité / Intérêt

Une étude épidémiologique peut être réalisée afin de mettre en évidence un lien entre une maladie et un facteur de risque supposé.

Il existe plusieurs types d'études épidémiologiques dont les études de cohorte et les enquêtes cas-témoins.

Enquêtes cas-témoins

Deux groupes de personnes sont constitués: un groupe composé de personnes atteintes de la maladie et un groupe composé de personnes non-atteintes de la maladie (témoins). Le passé de chaque personne est analysé afin de déterminer si elle a été exposée au facteur de risque étudié.

Études de cohorte

Deux groupes de personnes sont constitués: le premier est composé de personnes exposées à un facteur de risque déterminé tandis que le second comporte des personnes non-exposées à ce facteur de risque. Ces personnes sont suivies durant un certain temps afin de constater si elles développent ou non la maladie étudiée.

Table de contingence

Principe

Les résultats d'une étude épidémiologique peuvent être représentés sous la forme d'une table de contingence.

Cette table de contingence est similaire à celle utilisée pour résoudre les exercices de probabilités au module 30, mais elle traite des fréquences plutôt que des probabilités.

Notations

Soient l'évènement A "être malade" et l'évènement B "être exposé au facteur de risque", alors la table de contingence est adaptée et devient la suivante; avec:

• a, le nombre de personnes malades et exposées;
• b, le nombre de personnes non-malades et exposées;
• c, le nombre de personnes malades et non-exposées;
• d, le nombre de personnes non-malades et non-exposées;
• e₁, l'ensemble des personnes exposées;
• e₀, l'ensemble des personnes non-exposées;
• m₁, l'ensemble des personnes malades;
• m₀, l'ensemble des personnes non-malades;
• N, l'ensemble de toutes les personnes de l'étude.

Cas particuliers

Dans une étude de cohorte, les valeurs m₁ et m₀ sont aléatoires. Elles ne sont donc pas indiquées au niveau de la table de contingence qui devient:

Dans une enquête cas-témoins, ce sont les valeurs e₁ et e₀ qui sont aléatoires. Elles ne sont donc pas indiquées au niveau de la table de contingence qui devient:

Risques absolus

Risque absolu chez les exposés (R₁)

Le risque absolu chez les exposés est la probabilité qu'une personne soit malade sachant qu'elle est exposée au facteur de risque.
Il correspond donc au rapport entre le nombre de personnes malades et exposées et l'ensemble des personnes exposées au facteur de risque.

Risque absolu chez les non-exposés (R₀)

Le risque absolu chez les non-exposés est la probabilité qu'une personne soit malade sachant qu'elle n'est pas exposée au facteur de risque.
Il correspond donc au rapport entre le nombre de personnes malades et non-exposées et l'ensemble des personnes non-exposées au facteur de risque.

Remarque

Etant donné que le calcul des risques absolus (R₁ et R₀) dépend de la fraction de sujets exposés ou non au facteur de risque, ils peuvent uniquement être déterminés dans le cadre d'une étude de cohorte.

Risque relatif et odds ratio

Risque relatif

Le risque relatif (RR) peut être calculé afin de mettre en évidence une association entre le facteur de risque et la maladie étudiée.
Il correspond au rapport des incidences de la maladie chez les personnes exposées (R₁) et chez les personnes non-exposées (R₀).

Si le risque relatif est supérieur à 1, on suppose une association entre le facteur de risque et la maladie. Toutefois, un test de Χ² est nécessaire pour vérifier si cette association est significative.

Odds ratio

L'odds ratio correspond au rapport des cotes des risques absolus.

Dans le cas où la maladie étudiée est rare, le calcul de l'odds ratio permet d'estimer la valeur du risque relatif. Toutefois, quand il y a une association entre le facteur de risque et la maladie, l'odds ratio sera toujours plus élevé que le risque relatif.

Remarque

Etant donné que le calcul du risque relatif dépend de la fraction de sujets exposés ou non au facteur de risque, il peut uniquement être déterminé dans le cadre d'une étude de cohorte. Lors d'une enquête cas-témoins, le risque relatif est estimé par le calcul de l'odds ratio.

Test de Chi²

Un test de Χ² est réalisé afin de vérifier si le risque relatif est significatif, autrement dit, si la probabilité d'être malade pour une personne exposée est significativement plus grande de celle d'être malade pour une personne non-exposée. Il s'agit d'un test d'indépendance comportant deux états pour chaque critère.

Hypothèse initiale (H0): RR=1. Cela signifie que la probabilité d'être malade pour une personne exposée n'est pas plus grande que la probabilité d'être malade pour une personne non-exposée; autrement dit, le fait d'être malade ne dépend pas de l'exposition ou non au facteur de risque.
Hypothèse alternative (H1): RR>1. Cela signifie que la probabilité d'être malade pour une personne exposée est supérieure à la probabilité d'être malade pour une personne non-exposée; autrement dit, il y a dépendance entre l'apparition de la maladie et l'exposition au facteur de risque.

La détermination du Χ² observé peut se faire selon la procédure détaillée au module 135 ou en utilisant la formule suivante.

Intervalle de confiance du risque relatif

Le risque relatif étant une estimation, il est nécessaire de déterminer son intervalle de confiance.

Méthode de Miettinen

Cette méthode peut être appliquée aussi bien lors d'une étude de cohorte que lors d'une enquête cas-témoins.

Les limites inférieure (RRi) et supérieure (RRs) de l'intervalle de confiance sont déterminées au moyen de la formule suivante.

Méthode de Katz

Cette méthode ne peut être appliquée que dans le cadre d'une étude de cohorte.

Les limites inférieure (RRi) et supérieure (RRs) de l'intervalle de confiance sont déterminées au moyen de la formule suivante.

Méthode de Woolf

Cette méthode ne peut être appliquée que dans le cadre d'une enquête cas-témoins.

Les limites inférieure (RRi) et supérieure (RRs) de l'intervalle de confiance sont déterminées au moyen de la formule suivante.

Risque attribuable

Le risque attribuable (RA), aussi appelé fraction étiologique, correspond à la proportion des cas qui seraient évités si le facteur de risque était absent.

On note E, la proportion de sujets exposés dans la population. Si la maladie est rare, celle-ci peut être estimée par la proportion de personnes exposées parmi les personnes non-malades.

Le risque attribuable peut également être calculé à partir de la formule suivante.

Remarque

Le risque attribuable ne peut pas être déterminé dans le cadre d’une étude de cohorte. En effet, dans une telle étude, la proportion de sujets exposés dans la population n’est pas connue. L’exposition est un facteur arbitraire; c'est l'expérimentateur qui décide du nombre de personnes exposées dans son étude.

Tableau comparatif

Exercices

Exercice 1

Afin d'étudier les risques de l'accouchement liés à l'age de la mère, une équipe de chercheurs a suivi 180 femmes camerounaises de plus de quarante ans et 532 agées entre vingt et trente ans. Parmi les femmes de plus de quarante ans, 29 ont dû accoucher par césarienne. Parmi les femmes plus jeunes, 53 ont eu recours à cette technique.

1. De quel type d'étude épidémiologique s'agit-il ? Justifiez votre réponse.
   Correction

   Deux groupes de femmes sont analysés: un groupe de femmes exposées (plus de quarante ans) et un groupe de femmes non-exposées (agées entre vingt et trente ans). Il s'agit donc d'une étude de cohorte.

2. Présentez les résultats de l'étude sous forme d'un tableau.
   Correction

   	Césarienne	Pas de césarienne
   Exposée (>40 ans)	29	151	180
   Non-exposée (20-30 ans)	53	479	532

3. Si c'est possible, déterminez le risque absolu de césarienne chez les femmes de plus de quarante ans.
   Correction

   TeX Embedding failed!

   La probabilité de recours à une césarienne pour une femme de plus de quarante ans est donc de 16,1%.
4. Si c'est possible, déterminez le risque absolu de césarienne chez les femmes agées entre vingt et trente ans.
   Correction

   TeX Embedding failed!

   La probabilité de recours à une césarienne pour une femme agée entre vingt et trente ans est donc de 10,0%.

5. Si c'est possible, déterminez le risque relatif. Est-il significatif ? Quel est son intervalle de confiance ?
   Correction

   Le risque relatif (RR) est le rapport des incidences de la maladie étudiée (dans ce cas, le recours à une césarienne) pour les personnes exposées ou non au facteur de risque (dans ce cas, l'age de la mère). Il s'agit donc du rapport des risques absolus.

   TeX Embedding failed!

    
   Le risque relatif étant plus grand que 1, on peut supposer une association entre l'age élevé de la mère et le recours à une césarienne.

   Pour savoir si ce risque relatif est significatif ou non, on réalise un test de Χ².

   TeX Embedding failed!

    
   Comme la valeur du Χ² observé est plus grande que la valeur de Χ² seuil (Χ²_(1;0,95)=3,84), on peut conclure que le risque de recours à une césarienne est significativement plus élevé chez les femmes de plus de quarante ans que chez les femmes agées entre vingt et trente ans.

   Détermination des limites de l'intervalle de confiance du risque relatif par la méthode de Miettinen.

   TeX Embedding failed!

   TeX Embedding failed!

    
   L'intervalle de confiance du risque relatif est compris entre 1,06 et 2,47 (méthode de Miettinen).

   Détermination des limites de l'intervalle de confiance du risque relatif par la méthode de Katz.

   TeX Embedding failed!

   TeX Embedding failed!

    
   L'intervalle de confiance du risque relatif est compris entre 1,06 et 2,46 (méthode de Katz).

6. Le risque attribuable peut-il être calculé ? Si oui, quel est-il ? Si non, pourquoi ?
   Correction

   Dans le cadre d'une étude de cohorte, la fraction de sujets exposés dans la population (E) n'est pas connue. Le risque attribuable, qui dépend de cette fraction, ne peut donc pas être déterminé. 

Exercice 2

Afin d'étudier les risques de l'accouchement liés à l'age de la mère, une équipe de chercheurs a suivi 180 femmes camerounaises de plus de quarante ans et 532 agées entre vingt et trente ans. 52 femmes ont donné naissance à un fœtus sans vie (=mortinatalité) dont 21 mères de plus de quarante ans.

1. De quel type d'étude épidémiologique s'agit-il ? Justifiez votre réponse.
   Correction

   Deux groupes de femmes sont analysés: un groupe de femmes exposées (plus de quarante ans) et un groupe de femmes non-exposées (agées entre vingt et trente ans). Il s'agit donc d'une étude de cohorte.

2. Présentez les résultats de l'étude sous forme d'un tableau.
   Correction

   	Foetus sans vie	Foetus en vie
   Exposée (>40 ans)	21	159	180
   Non-exposée (20-30 ans)	31	501	532

3. Si c'est possible, déterminez le risque absolu de mortinatalité chez les femmes de plus de quarante ans.
   Correction

   TeX Embedding failed!

   La probabilité de mettre au monde un fœtus sans vie pour une femme de plus de quarante ans est donc de 11,7%.

4. Si c'est possible, déterminez le risque absolu de mortinatalité chez les femmes agées entre vingt et trente ans.
   Correction

   TeX Embedding failed!

   La probabilité de mettre au monde un fœtus sans vie pour une femme agées entre vingt et trente ans est donc de 5,8%.

5. Le risque de mortinatalité est-il significativement plus élevé chez les femmes de plus de quarante ans que chez les femmes agées entre vingt et trente ?
   Correction

   Détermination du risque relatif:

   TeX Embedding failed!

    
   Le risque relatif étant plus grand que 1, on peut supposer une association entre l'age élevé de la mère et la naissance d'un fœtus sans vie.

   Calcul de la valeur de Χ² observée:

   TeX Embedding failed!

    
   Comme la valeur du Χ² observé est plus grande que la valeur de Χ² seuil (Χ²_(1;0,95)=3,84), on peut conclure que le risque de mortinatalité est significativement plus élevé chez les femmes de plus de quarante ans que chez les femmes agées entre vingt et trente ans.

6. Quel est l'intervalle de confiance du risque relatif de mortinatalité ?
   Correction

   Détermination des limites de l'intervalle de confiance du risque relatif par la méthode de Miettinen:

   TeX Embedding failed!

   TeX Embedding failed!

    
   L'intervalle de confiance du risque relatif est compris entre 1,19 et 3,38 (méthode de Miettinen).

   Détermination des limites de l'intervalle de confiance du risque relatif par la méthode de Katz:

   TeX Embedding failed!

   TeX Embedding failed!

    
   L'intervalle de confiance du risque relatif est compris entre 1,18 et 3,39 (méthode de Katz).

7. Le risque attribuable peut-il être calculé ? Si oui, quel est-il ? Si non, pourquoi ?
   Correction

   Dans le cadre d'une étude de cohorte, la fraction de sujets exposés dans la population (E) n'est pas connue. Le risque attribuable, qui dépend de cette fraction, ne peut donc pas être déterminé. 

Exercice 3

Afin de mettre en évidence un lien entre une exposition à des vapeurs de diesel et l'apparition d'un cancer des poumons, une équipe de chercheurs suédois a mené une étude sur 1042 personnes atteintes d'un cancer des poumons et 2364 personnes saines. Ils ont dénombrés respectivement 200 et 373 personnes ayant été exposées à des vapeurs de diesel.

1. De quel type d'étude épidémiologique s'agit-il ? Justifiez votre réponse.
   Correction

   Un groupe de personnes malades (cas) et un groupe de personnes non-malades (témoins) sont constitués et on recherche si elles ont été exposées à des vapeurs de diesel par le passé. Il s'agit donc d'une enquête cas-témoins.

2. Présentez les résultats de l'étude sous forme d'un tableau.
   Correction

   	Malade (cancer des poumons)	Non-malade (pas de cancer des poumons)
   Exposé (aux vapeurs de diesel)	200	373
   Non-exposé (aux vapeurs de diesel)	842	1991
   	1042	2364

3. Si c'est possible, déterminer les risques absolus chez les personnes exposées ou non-exposées aux vapeurs de diesel.
   Correction

   Les risques absolus (R₁ et R₀) ne peuvent être déterminés dans le cadre d'une étude cas-témoins.

4. Quel est le risque relatif de développer un cancer des poumons ? Est-il calculable directement ? Comment peut-on l'estimer ?
   Correction

   Le risque relatif, dépendant de R1 et R0, ne peut être calculé. Toutefois, dans le cas où la maladie est rare, il peut être estimé par le calcul de l'odds ratio.

   TeX Embedding failed!

   Grâce au calcul de l'odds ratio, le risque relatif peut être estimé à 1,27. Le risque relatif estimé étant plus grand que 1, on peut supposer une association entre l'exposition à des vapeurs de diesel et l'apparition d'un cancer des poumons.
5. Le risque relatif estimé est-il significatif ? Quel est son intervalle de confiance ?
   Correction

   Calcul de la valeur de Χ² observé:

   TeX Embedding failed!

    
   Comme la valeur du Χ² observé est plus grand que la valeur de Χ² seuil (Χ²_(1;0,95)=3,84), on peut conclure que le risque d'apparition d'un cancer des poumons est significativement plus élevé chez les personnes exposées aux vapeurs de diesel que chez les personnes non-exposées à ces vapeurs.

   Détermination des limites de l'intervalle de confiance du risque relatif par la méthode de Miettinen:

   TeX Embedding failed!

   TeX Embedding failed!

   L'intervalle de confiance du risque relatif est compris entre 1,049 et 1,532 (méthode de Miettinen).

   Détermination des limites de l'intervalle de confiance du risque relatif par la méthode de Woolf:

   TeX Embedding failed!

   TeX Embedding failed!

   L'intervalle de confiance du risque relatif est compris entre 1,049 et 1,533 (méthode de Woolf).

6. Quelle la proportion de cas de cancer des poumons qui serait évités si l'exposition aux vapeurs de diesel n'existait pas ?
   Correction

   Cette proportion correspond au risque attribuable (RA).

   TeX Embedding failed!

    
   Cela signifie que 4,1% des cas de cancer des poumons sont imputables à l'exposition aux vapeurs de diesel.