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Résumés de mémoires de Master Recherche§

Universités de Bordeaux-2, Nancy-1 et Paris-11, 2009-2010

Revue d’Épidémiologie et de Santé Publique 59 (2011) 62–65

Un cadre pour l’évaluation économique des politiquesde santé en France – exemple de la politique deréduction des infections associées aux soins dans lesétablissements de santéBruna Alves de RezendeMémoire M2 Recherche santé publique, option économie de la santé, université Victor-Segalen, Bordeaux 2. Directeurs de stage : Zeynep Or, et Dr Laure Com-Ruelle.Laboratoire d’accueil : Institut de recherche et documentation en économie de la santé(IRDES), 10, rue Vauvenargues, 75018 Paris.

État de la question.– L’évaluation des politiques publiques s’est développée au XXe

siècle mais l’intérêt pour l’efficience de l’action de l’État est récent et sonapplication en santé peu répandue en France. L’intérêt pour l’efficience et latransparence en santé y a permis l’essor de la qualité et de la sécurité des soinsdans les années 1980, dont la lutte contre les infections associées aux soins(LIN, en référence à la dénomination « nosocomiales »), qui fait l’objet d’uneplanification nationale depuis 1998. Notre travail propose un cadre pourévaluer le rapport coût-efficacité des politiques de LIN et étudie sa faisabilitéen France au cours de la période 2004–2009.Méthode.– Nous avons réalisé une revue de la littérature internationalemédicale et économique pour repérer les cadres d’analyse employés dansl’évaluation des politiques de réduction des évènements indésirables associésaux soins (EI). Puis nous avons proposé un cadre pour l’analyse de la politiquefrançaise de LIN. Enfin, nous avons exploré les bases de données sur lafréquence des IN, leurs coûts et ceux de la politique afférente et proposédes stratégies pour une évaluation économique.Résultats.– Revue : la plupart des études économiques publiées concernait desdescriptions de coût, se restreignait aux IN et à des petits échantillons, estimaitles coûts hospitaliers et adoptait le point de vue des établissements de santé(ES). La multiplicité et la variabilité des coûts pris en compte ne permettaient pasd’identifier ceux à recueillir pour une étude de ce type en France. L’estimationde la durée de séjour et des coûts attribuables aux EI se faisait surtout pardifférence moyenne entre patients atteints et non atteints. Les critères d’effi-cacité les plus utilisés portaient sur la fréquence des EI. Cadre d’analyse : Lapolitique de LIN a été définie comme toute régulation et/ou dispositif introduitpar l’État entre 2004 et 2009. En amont, nous avons identifié les dispositifs

§ Dans cette rubrique de RESP-Informations, nous vous présentons lesrésumés d’une sélection de mémoires, soutenus pour l’obtention d’un MasterRecherche, en provenance de Bordeaux (master Épidémiologie et biostatistique),de Nancy (master Sciences de la vie et de la santé), et de Paris XI et Paris XII(master Santé publique). Cette présentation se fait avec l’agrément de l’étudiantet du directeur de mémoire. Le résumé est préparé par l’auteur du mémoire, puissoumis par le responsable du Master à la Revue, dont la Rédaction se réserve ledroit de ne pas retenir les résumés qu’elle jugerait hors de son domaine.

0398-7620/$ see front matter

doi:10.1016/j.respe.2010.12.008

permanents de LIN en France (actions déjà en place en 2004), dont l’effet propreest supposé constant et l’effet incrémental nul au cours de la période étudiée. Àdéfaut d’une définition ex ante commune, nous avons proposé la fréquence des INcomme critère d’efficacité. L’effet d’autres régulations sur les ES et des actionshors régulations ayant pu modifier les pratiques de soins sur ce critère a étéidentifié mais considéré comme non quantifiable. Exploration des bases dedonnées : Fréquence des IN : les enquêtes des réseaux de surveillance (CCLIN,RAISIN et ENP), les enquêtes nationales sur les évènements indésirables associésaux soins (ENEIS) et la base nationale du programme de médicalisation dessystèmes d’information (PMSI) ont été explorées en vue d’une utilisation surnotre période d’étude. Concernant les données économiques, aucune sourcesuffisamment spécifique relative au coût des politiques n’a été retrouvée et nousavonsdiscuté l’utilisation de l’étude nationaledes coûts à méthodologie commune(ENCC) et des tarifs des groupes homogènes de séjours du PMSI (GHS).Conclusion.– Il est actuellement difficile d’établir le rapport coût-efficacité de lapolitique de LIN en France du fait de l’absence d’information sur les ressourcesdédiées à son implantation. Toutefois, il est possible d’approcher les coûts des EIou les coûts évités par la politique de LIN. L’évaluation de l’efficience, mêmepartielle, apporterait de l’objectivité au processus décisionnel et contribuerait àl’amélioration de la transparence et des stratégies de lutte contre les événementsindésirables.

Fréquence et facteurs associés à la présence de burstsuppression sur l’électroencéphalogramme au coursd’une anesthésie par propofol et rémifentanilGuillaume BeschMémoire M2 Recherche santé publique, Mention Santé Publique et Environnement,Spécialité Épidémiologie, Recherche Clinique, Évaluation.Université deNancy.Directeursde stage : Pr Mariette Mercier (EA 3181 Carcinogénèse épithéliale : facteurs prédictifs etpronostiques, INSERM IFR 133, Besançon) et Dr Sébastien Pili-Floury (EA 3920,INSERM IFR 133, Département d’Anesthésie et Réanimation Chirurgicale, Besançon)

État de la question.– Le moniteur de BIS (index bispectral) évalue la profondeurde la narcose en anesthésie. Le ratio de suppression (RS) du moniteur de BISmesure la proportion de tracé plat sur l’électro-encéphalogramme (EEG). UnRS non nul aurait une valeur pronostique péjorative en réanimation. Lafréquence et les déterminants de valeurs de RS non nulles sous anesthésiegénérale (AG) n’ont jamais été étudiés.Matériel et méthodes.– Il s’agit d’une analyse post hoc des données des patientsmajeurs, ASA 1–4, opérés d’une chirurgie non cardiaque sous AG par propofol etrémifentanil en mode autocontrôlé, inclus dans 2 essais multicentriques. Lesvaleurs de BIS et de RS étaient enregistrées de façon prospective et automatisée àchaque minute, de l’induction de l’anesthésie au réveil. Le groupe BSRcorrespondait aux patients présentant au moins 2 valeurs successives deRS > 10. Les autres patients constituaient le groupe contrôle. Les facteursassociés à la présence de RS > 10 ont été déterminés par une régressionlogistique.

Résumés de mémoires de Master Recherche / Revue d’Épidémiologie et de Santé Publique 59 (2011) 62–65 63

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Résultats.– 1494 patients (âge 57 � 17 ans, ratio H/F : 51 %, ASA 1–2/3–4 : 80 %)ont été inclus, dont 331 (22 %) patients appartenaient au groupe BSR. En analyseunivariée, les facteurs significativement associés à la présence de RS> 10 étaientl’âge ( p < 0,0001), le score ASA > 2 ( p < 0,0001), et un antécédent (ATCD)d’hypertension artérielle (HTA) ( p < 0,0001), de diabète ( p = 0,0003), decoronaropathie ( p < 0,0001), d’insuffisance cardiaque congestive (ICC)( p < 0,0001), ou d’insuffisance rénale chronique ( p = 0,003). La proportion detempspassé avec une valeur deBIS entre40 et60 (TBIS 40–60) était significativementplus faible dans le groupe BSR ( p < 0,0001). En analyse multivariée, l’âge > 60 ans(OR [IC 95 %] = 10,05 [4,11–24,59]), un ATCD de coronaropathie (OR = 1,95[1,11–3,40]) ou d’ICC (OR = 2,30 [1,11–4,76]), ou une chirurgie> 4 heures(OR = 2,12 [1,36–3,31]) étaient des facteurs de risque de RS> 10.Conclusion.– La présence de RS > 10 sous anesthésie intraveineuse estfréquente, en particulier pour les patients âgés et/ou atteints de cardiopathie.La valeur pronostique de valeurs de RS > 10 sous AG reste à établir.

Rôle des facteurs hormonaux dans la survenue destumeurs cérébrales primitives chez la femme adulteAnne Cowpply-BoniMémoire M2 Recherche santé publique, spécialité épidémiologie, Université VictorSegalen Bordeaux 2. Directeur de stage : Dr Isabelle Baldi (Inserm U897). Laboratoired’accueil : Laboratoire Santé Travail Environnement, EA 3672, Bordeaux

État de la question.– Le rôle des hormones sexuelles féminines dans la survenuedes méningiomes et des tumeurs neuroépithéliales (TN) a été suggéré devant ladifférence d’incidence de ces tumeurs selon le sexe et les résultats des étudesanimales et biologiques. Néanmoins, les résultats des études épidémiologiquesantérieures réalisées chez la femme ne sont pas concluants. L’objectif de cetteétude était de mesurer les associations entre les facteurs hormonaux et lasurvenue des méningiomes et des TN chez la femme adulte.Matériels et méthodes.– La population d’étude incluait les femmes ayant participé àl’étude cas-témoin multicentrique en population générale CERENAT. Les casincidents de méningiomes ou de TN diagnostiqués entre 2004 et 2006 ont étéappariés sur l’âge et le département de résidence à des témoins tirés au sort àpartir des listes électorales. Les données, notamment les expositions hormonalesliées à la vie reproductive (grossesses, ménopause, ménarche) et à la prise detraitements hormonaux (contraceptif oral, traitement de la stérilité, traitementhormonal substitutif) ont été recueillies par un questionnaire standardisé au coursd’un entretien en face à face. Des scores d’exposition cumulée par type d’hor-mone ont été calculés pour les contraceptifs oraux et les traitements hormonauxsubstitutifs. Un modèle de régression logistique conditionnelle a été utilisé pourestimer les associations entre les expositions hormonales et le risque deméningiomes et de TN.Résultats.– L’étude a inclus 162 cas de méningiomes, 112 cas de TN et547 témoins. Aucune association significative n’a été mise en évidence entreles méningiomes et les facteurs hormonaux. Pour les TN, une augmentationsignificative du risque était observée avec la prise de traitements de la stérilité(RC = 5,94, IC 95 % = 1,44–24,53) et avec la ménopause chirurgicale(RC = 4,78, IC 95 % = 1,01–22,47).Conclusion.– Ces résultats suggèrent que les hormones sexuelles fémininespourraient diminuer le risque de TN mais doivent être confirmés par laréalisation de nouvelles études.

Hétérogénéité spatiale de l’incidence des leucémiesaiguës de l’enfant en France. Recherche de clusterClaire DemouryMémoire M2 Santé Publique Recherche spécialité biostatistique. Université Paris Sud 11.Directrice du laboratoire : Jacqueline Clavel. Laboratoire d’accueil : InsermU1018, Centrede recherche en épidémiologie et santé des populations (CESP), Équipe d’épidémiologieenvironnementale des cancers de l’enfant

État de la question.– La leucémie est une maladie rare qui touche environ470 enfants par an en France et représente un tiers de l’ensemble des cancersdiagnostiqués chez les moins de 15 ans. À l’heure actuelle, peu de facteurs derisque sont connus et de nombreuses hypothèses sont envisagées. Plusieursétudes de la distribution des cas de leucémies dans l’espace et/ou dans le tempsont montré une tendance générale de la maladie à l’agrégation. En France, unelégère hétérogénéité spatiale a ainsi été mise en évidence à l’échelle des

communes sur la période 1990–1994 [Bellec, S. 2006]. L’hypothèse d’unecause environnementale dont des agrégats localisés (clusters) pourraientêtre le reflet est ainsi évoquée. Des sources d’exposition comme le radonet les pesticides sont mentionnées. Depuis plusieurs années, la détection decluster a fait l’objet du développement de nombreuses méthodes statistiques.Cependant, peu d’études de puissance ont été réalisées afin de comparer cesméthodes et chaque fois, un petit nombre d’hypothèses alternatives étaitenvisagé. L’objectif de ce travail était d’estimer la puissance de deux méthodesde détection de cluster particulières à l’échelle des 1916 bassins de vie français,en s’appuyant sur les données du Registre National des Hémopathies malignesde l’Enfant (RNHE), pour la période 1990–2006.Matériels et méthodes.– La méthode SaTScan, largement appliquée dans diversdomaines depuis plusieurs années, consiste à déplacer sur le territoire étudiéune fenêtre circulaire ou elliptique afin d’identifier la zone de cluster la plusvraisemblable. La méthode FleXScan, développée plus récemment considère,pour une unité géographique donnée, toutes les zones connexes incluses dansun voisinage déterminé par l’utilisateur. À l’aide de simulations statistiquesbasées sur une distribution multinomiale, 7675 cas de leucémies aiguës del’enfant ont été répartis dans les bassins de vie français sous différentesconfigurations alternatives supposant toutes la présence d’un unique cluster.Plusieurs hypothèses concernant la taille (petit, moyen, gros) et la forme(linéaire, en U, compact) du cluster ainsi que le risque relatif associé (1,2, 1,5,2,0, 3,0) ont été envisagées.Résultats.– L’étude de puissance a montré, dans un premier temps, une augmenta-tion de la puissance de détection d’un cluster (au sens d’une détection partielle ducluster réel) avec le risque relatif et la taille du cluster, les puissances des deuxméthodes étant souvent faibles lorsque les clusters étaient associés à des risquesrelatifs inférieurs à 2. Par ailleurs, de manière générale la méthode FleXScan, bienque plus coûteuse en temps de calcul, est apparue plus puissante que la méthodeSaTScan pour détecter des clusters de forme irrégulière et aussi puissante voireplus puissante pour la détection de clusters de forme compacte. De plus, laméthode SaTScan avait tendance à détecter des clusters de plus grande taille ausein desquels plus d’unités géographiques n’appartenaient pas au cluster réel (plusforte proportion de bassins de vie dits « faux positifs »). Ces résultats dépendaienttoutefois des paramètres fixés arbitrairement pour les différentes méthodes, enparticulier de la taille maximale de la fenêtre de détection.Conclusion.– Cette étude de puissance, réalisée dans le contexte particulierd’une pathologie rare survenant sur un territoire composé d’un grand nombred’unités géographiques a permis d’estimer la puissance de deux méthodesparticulières de détection de clusters pour des hypothèses alternatives variées,ce qui a conduit à des conclusions nuancées. Ce travail sera complétéprochainement par l’inclusion de méthodes de détection de cluster plusrécentes basées sur des algorithmes complexes qui permettent de détecterdes clusters de forme plus irrégulière.

Étude des déterminants sociodémographiques etmédicaux de la prise en charge des troubles de lafertilité en FranceSandrine Duron MartinaudMémoire M2 Recherche santé publique. Directeurs de stage : Jean Bouyer et CarolineMoreau. Laboratoire d’accueil, unité de recherche : Équipe « Reproduction etdéveloppement de l’enfant », CESP 1018 Inserm, Kremlin-Bicêtre

État de la question.– L’infertilité est un problème de santé concernant entre 60 et80 millions de couples à travers le monde. Or on estime qu’environ la moitié descouples consultent pour ce type de difficultés et qu’un quart seulement reçoitun traitement. L’objectif de ce mémoire est d’estimer la fréquence et le délai durecours au système de soins pour des difficultés à concevoir en populationgénérale, et d’en étudier les déterminants sociodémographiques et médicaux.Matériels et méthodes.– Les données analysées sont issues de l’enquête OBSEFF(observatoire de la fertilité en France), portant sur un échantillon représentatifde 6638 femmes en âge de procréer, incluses en 2007 et suivies un an plus tard.Les incidences cumulées de 1ère consultation et de 1er traitement ont étéanalysées au moyen de modèles de survie à entrées différées, en considérant lagrossesse comme un risque compétitif. Les analyses ont porté sur les940 femmes en recherche de grossesse et n’ayant pas consulté au préalablepour la partie « consultations » et sur les 1060 femmes n’ayant pas été traitéesau préalable pour la partie « traitements ».

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Résultats.– Au total, 10 % de femmes ont consulté pour la première fois et5 % ont débuté un traitement dans les 12 premiers mois de recherche degrossesse. Les facteurs associés au recours aux soins ou aux traitementspeuvent être regroupés en facteurs physiologiques (antécédents de la viereproductive et facteurs ayant une influence sur le niveau de fertilité de lafemme) et facteurs socioéconomiques. Le fait de consulter pour difficultés àconcevoir était plus fréquent pour : les femmes nullipares notamment si ellesavaient déjà été enceintes (SHR= 3,1 par rapport aux femmes non nullipares,p = 0,006), celles qui avaient des antécédents d’interruption thérapeutiquede grossesse (ITG) ( p < 0,001) et les femmes dont l’indice de massecorporelle (IMC) était supérieur (SHR = 2,2) ou inférieur (SHR = 1,8) à lanormale ( p = 0,01). Les femmes bénéficiaires d’une assurance santé complé-mentaire étaient également plus nombreuses à consulter (SHR = 7,9,p = 0,004). Le fait de débuter un traitement pour difficultés à concevoirétait, quant à lui, associé à l’âge de la femme ( p = 0,02), à l’IMC, à la parité età la gestité ( p < 0,001), ainsi qu’à la catégorie professionnelle de sonpartenaire.Conclusion.– Nos résultats suggèrent l’existence de différences sociales dans lerecours au système de santé pour difficultés à concevoir en France, malgré uneprise en charge pour tous par la sécurité sociale. Ces résultats ouvrent la voie àd’autres études socioéconomiques plus spécifiques qui permettront de guiderl’amélioration de la prise en charge des couples concernés par ce type dedifficultés.

Performances comparées des inlays-onlays compositesou céramiques réalisés par CFAO directe dans le cadredu traitement des pertes de substance dentairespostérieures moyennes à importantes. Essai cliniquerandomisé multicentrique ; élaboration du protocoleHélène FronMémoire M2 Recherche Santé publique. Université Paris Sud 11. Directeurs de stage :Jean-Pierre Attal (URB2I), Gilles Chatelier et Pierre Durieux (URC HEGP). Laboratoired’accueil : URB2I, unité de recherches biomatériaux et interfaces, EA 4462, ParisDescartes

État de la question.– Le choix du traitement des pertes de substances dentairesoccasionnées par la carie varie en fonction de la situation clinique. Les inlays-onlays constituent une thérapeutique de plus en plus employée, car trèsrespectueuse des tissus dentaires. La Conception et Fabrication Assistée parOrdinateur (CFAO) est une technique intéressante dans le cadre d’un essaiclinique car elle permet de standardiser nombre de paramètres techniques et desupprimer la variabilité liée au prothésiste. L’évaluation des restaurationsdentaires doit aujourd’hui se faire à l’aide d’un instrument construit par lafédération dentaire internationale (FDI) à la suite d’une conférence deconsensus. Il est composé de 3 dimensions (biologique, fonctionnelle etesthétique), composées chacune de plusieurs items qui sont évalués par examenclinique selon des échelles de Lickert à 5 modalités. L’objectif du stage était derédiger le protocole d’un essai clinique comparant composite et céramiquepour la réalisation d’inlays-onlays. Plusieurs points méthodologiques ont étéabordés pour y parvenir, notamment le calcul du nombre de sujets nécessaire, lafaisabilité de l’essai en termes de recrutement et de suivi des sujets et le choixde la méthode d’allocation des traitements.Matériel et méthodes.–1/ Calcul du nombre de sujets nécessaire. Aucun essai employant les critèresFDI n’ayant été publié à ce jour, il a été nécessaire d’estimer les résultats quiseraient obtenus pour chacun des items de l’instrument d’évaluation à la fin de lapériode de suivi et de définir une règle de calcul du nombre de sujets nécessaireglobal à partir de ces nombres de sujets nécessaires par item.2/ Recrutement et suivi des sujets. Six centres et dix opérateurs doiventparticiper à l’essai : quatre centres libéraux et deux centres hospitaliers. Unquestionnaire a été distribué aux dix opérateurs pour vérifier l’acceptabilité dela randomisation et les critères d’inclusion. Les centres libéraux avaient déjàparticipé à des essais cliniques. Pour les centres hospitaliers, un questionnaire aété distribué aux patients afin d’estimer le taux de participation et de suivi et decerner les profils à risque d’être perdus de vue. Les données issues duquestionnaire ont été analysées à l’aide d’une régression logistique ordinale(logiciel Stata 10).3/ Choix de la méthode d’allocation des traitements. 1000 sets

de 358 patients ont été simulés à l’aide du logiciel Visual Basic. La minimisationavec différentes composantes aléatoires et la stratification par blocs de 2 et4 ont été comparées en termes d’équilibre entre les groupes de traitement etde prédictibilité de l’allocation.Résultats et conclusion.–1/ Afin de pouvoir comparer les deux matériaux pour chacune destrois dimensions de l’échelle, il a été montré que 358 sujets devraient êtrerecrutés.2/ Ce recrutement apparaissait faisable en adoptant une durée d’inclusion de1 an. Les patients de niveau d’études moins élevé acceptant moins la procédurede suivi, il a été décidé de les motiver par un suivi rapproché. Une relation dose-effet entre durée de déplacement pour se rendre au centre et acceptation dusuivi a été observée (sans être significative). Il a été décidé de ne pas inclure lespatients mettant plus de 45 minutes à se rendre au centre.3/ La minimisation comprenant 30 % d’allocations aléatoires était la méthode quipermettait au mieux de limiter à la fois le déséquilibre entre groupes detraitements (0,51 % du nombre de sujets inclus) et la prédictibilité des allocations(52,7 % si l’opérateur se souvenait de ses trois dernières allocations).

Faible poids de naissance : conséquences surl’évolution staturopondérale durant les 18 premiersmois de vieSètondji Géraud PadonouMémoire M2 Recherche, Santé Publique, spécialité Épidémiologie. Université Paris Sud11. Directeur de mémoire : André Garcia. Laboratoire d’accueil : Institut de Recherchepour le Développement (IRD), UMR 216, Santé de la mère et de l’enfant en milieutropical

État de la question.– Dans les pays en voie de développement le faible poids denaissance (FPN) défini par un poids inférieur à 2500 g est un indicateur majeuradopté par l’OMS pour évaluer l’état de santé du nouveau-né. En effet il estprédictif de la morbidité et de la mortalité de l’enfant au cours de ses premiersmois de vie. Une augmentation du risque de décès infantile (2 à 5 fois plus élevé)chez les enfants pesant moins de 2500 g à la naissance est retrouvée dans lespays en voie de développement. Il génère également des troubles de lacroissance staturopondérale et du développement psychomoteur. Deux grandsmécanismes physiopathologiques, parfois associés, sont reconnus commeinduisant le faible poids de naissance : la prématurité et le retard de croissanceintra-utérin.L’objectif général de cette étude est d’analyser l’impact du faible poids denaissance sur l’évolution staturopondérale.Matériel et méthodes.– Cette étudea été réaliséedans3 maternités de la communede Tori Bossito au sud de la République du Bénin. Les inclusions ont débuté en juin2007 et ont pris fin en juillet 2008. La population d’étude était composée de578 mères–enfants. Le suivi anthropométrique a concerné 545 nouveau-nés.Nous avons recherché les facteurs de risque du faible poids de naissance (univariéepuis multivariée par régression logistique), calculé et comparé les z-scoresd’indicateurs anthropométriques, poids pour taille (WHZ), taille pour âge(HAZ), par rapport à une population de référence OMS et ensuite selonl’existence ou non d’un faible poids de naissance. En dernière partie, nous avonsétudié les facteurs associés à l’évolution staturopondérale (modèle linéaire mixte).Résultats.– Le gain de poids gestationnel insuffisant chez la mère (OR = 2,44[1,25–4,74]), la prématurité (OR = 3,00 [1,28–7,03]), la primigestité (OR = 2,80[1,09–7,21]) étaient significativement associés à une probabilité plus grande desurvenue d’un FPN. Un nombre de consultations prénatales supérieur ou égal àquatre avait un effet protecteur en diminuant la probabilité de survenue du FPN(0,52 [0,27–1,00]). Le gain de poids gestationnel insuffisant, le faible poids denaissance, la prématurité et le sexe masculin sont associés à une aggravation duretard de croissance. Ces mêmes facteurs hormis la prématurité sont associés àune aggravation de la maigreur.Conclusion.– Notre étude faite sur le faible poids de naissance a retrouvé lesmêmes facteurs de risque que ceux déjà mentionnés par d’autres travaux derecherche. En plus nous avons observé que ces mêmes facteurs, plus le FPN lui-même, sont impliqués dans une mauvaise évolution staturopondérale desenfants concernés de la naissance à 18 mois. Une application directe est quetoute action ou politique de santé publique visant à prévenir la survenue dufaible poids de naissance, serait également bénéfique en terme de bonnecroissance staturopondérale.

Résumés de mémoires de Master Recherche / Revue d’Épidémiologie et de Santé Publique 59 (2011) 62–65 65

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Troubles locomoteurs chez les patients infectés par leVIH : prévalence et déterminants au sein de la cohorteANRS CO3 AquitaineLaura RichertMémoire M2 Recherche, Santé - Mention Santé Publique, Option Épidémiologieclinique. Université Victor-Segalen - Bordeaux 2. Directeur de stage : Pr GenevièveChêne. Laboratoire d’accueil : Inserm U897, Université Bordeaux 2

État de la question : L’ostéoporose est fréquente chez les patients infectés par levirus de l’immunodéficience humaine (VIH) et les place à risque de fracture. Destroubles locomoteurs et des chutes pourraient augmenter ce risque, mais ilexiste peu de données sur la fonction locomotrice dans cette population.Méthodes.– Des adultes infectés par le VIH-1 issus de la cohorte ANRSCO3 Aquitaine ont été inclus dans une étude transversale pour évaluer lafonction locomotrice et ses déterminants. Des tests locomoteurs étudiantl’équilibre statique et dynamique, la vitesse de marche et l’endurance, et lapuissance musculaire des membres inférieurs ont été effectués. Les résultatsaux tests étaient classés selon des seuils établis sur la base de résultats publiésdans des tranches d’âge similaire de la population générale. Un modèle derégression logistique multivariable a été utilisé pour explorer les facteursassociés avec une faible performance locomotrice des membres inférieurs.Résultats.– Trois cent 2X-quatre patients (80 % d’hommes) d’un âge médian de48 ans ont été inclus. Le taux médian de CD4 était de 520/mm3, 89 % étaientsous traitement antirétroviral, et 83 % avaient un ARN VIH < 500 copies/ml. Letest locomoteur le plus souvent altéré était le test des cinq levers de chaise,évaluant la puissance musculaire des membres inférieurs (faible performancechez 53 %). Dans l’analyse multivariable, le délai depuis la première sérologieVIH positive était significativement associé à une faible performance à ce test(rapport de cotes [RC] = 1,08 par an [intervalle de confiance (IC) à 95 % : 1,03 ;1,13]). Une interaction significative était détectée entre l’âge et l’indice demasse corporelle (IMC) : chez les patients jeunes, les performances locomo-trices étaient meilleures avec un IMC plus élevé (RC = 0,81 par kg/m2 avant30 ans [IC à 95 % : 0,69 ; 0,93]), tandis que cette relation était inversée chez lespatients plus âgés (RC = 1,30 par kg/m2 au-delà de 70 ans [IC à 95 % : 1,10 ;1,53] ; p d’interaction < 10�3). Il n’y avait pas d’association significative avecl’exposition aux traitements antirétroviraux.Conclusions.– Un adulte sur deux avec une infection VIH contrôlée avait unefaible performance au test des cinq levers de chaise selon les seuils établis parrapport à la population générale du même âge. Un test simple permet dedétecter des faibles performances locomotrices chez ces patients. La durée del’infection et les modifications de la composition corporelle avec l’âgecontribuent à la performance locomotrice. La fréquence importante de faibleperformance des membres inférieurs pourrait contribuer à un risque élevé dechutes dans cette population. Compte tenu de la forte prévalence d’ostéopénie,ces patients pourraient avoir un risque accru de fracture.

Indice de masse corporelle et cancer pulmonaire,étude ICAREChloé TarnaudMémoire M2 Recherche, Santé Publique Recherche, option épidémiologie. UniversitéParis Sud 11. Directrice du stage : Isabelle Stücker. Laboratoire d’accueil : Centre derecherche en Épidémiologie et Santé des Populations, UMRS 1018, équipe 6

État de la question.– Le cancer pulmonaire (CP) constitue un enjeu majeur desanté publique par sa fréquence et sa gravité. Le tabac est responsable de 90 %des CP, les autres facteurs de risque majeurs étant les expositions profession-nelles. L’indice de masse corporelle (IMC) est un facteur évoqué depuis unevingtaine d’années mais controversé dans son lien avec le CP. L’objectif de notretravail est d’étudier l’association entre l’IMC et le CP en utilisant les IMCantérieurs au diagnostic et en prenant en compte de façon détaillée laconsommation tabagique.Population et méthodes.– ICARE est une étude cas-témoins (2683 cas et3385 témoins) multicentrique en population générale. L’étude s’est dérouléede 2002 à 2006 en collaboration avec le réseau de registre général des cancers(FRANCIM) dans dix départements français. Les sujets ont été interrogés enface-à-face sur leurs caractéristiques sociodémographiques, consommation

tabagique vie entière, antécédents, taille et poids à l’interview, deux ans avantl’interview et à l’âge de 30 ans. L’association entre l’IMC et le CP a été analyséepar régression logistique non conditionnelle stratifiée sur le sexe et le statuttabagique. L’association entre la variation d’IMC entre l’âge de 30 ans et deuxans avant le diagnostic et le CP a été étudiée chez les sujets ayant un IMC normalà 30 ans.Résultats.– Chez les fumeurs actifs, les hommes maigres (IMC < 18,5 kg/m2)deux ans avant le diagnostic avaient un risque de CP significativement augmenté(OR = 3,5 [IC95 % : 1,0–14,3]) comparé aux hommes ayant un IMC normal,alors que l’OR était significativement diminué chez les obèses de plus de32,5 kg/m2 (OR = 0,5 [IC95 % : 0,3–0,8]). Les fumeurs actifs ayant perdu aumoins une unité d’IMC entre l’âge de 30 ans et deux ans avant le diagnosticavaient un risque de CP significativement augmenté par rapport à ceux dont lepoids est resté stable (OR = 5,5 [IC95 % : 2,3–12,8]). Ces résultats n’étaient pasobservés chez les anciens fumeurs et les non-fumeurs. Les résultats étaientsimilaires chez les hommes et les femmes.Conclusion.– L’étude cas-témoins ICARE a mis en évidence chez les fumeursactifs un gradient d’augmentation du risque de CP avec la diminution de l’IMC,alors qu’il n’y avait pas d’association chez les non-fumeurs, ni les anciensfumeurs. Ce résultat pourrait être expliqué par une modulation de la can-cérogénicité du tabac par l’IMC : les sujets ayant un IMC plus faible seraient plussensibles au stress oxydatif de la fumée de tabac.

La relation entre les niveaux d’éducation etd’imposition et les habitudes alimentaires diffère selonla région en FranceKarine WyndelsMémoire M2 Recherche, Santé Publique–Spécialité Épidémiologie. Université ParisSud 11. Directeur du laboratoire : Pr Philippe Amouyel (Institut Pasteur de Lille–UnitéInserm 744)

État de la question.– En population, niveau socioéconomique et comportementsalimentaires sont étroitement liés. Des facteurs géographiques (régionaux) etculturels influencent également l’alimentation. L’objectif de ce travail étaitd’évaluer si les facteurs géographiques affectent la relation entre les indicateurssocioéconomiques et l’adhésion au PNNS. Matériels et méthodes.– L’étudeMona-Lisa NUT, une enquête transversale sur un échantillon représentatifde population, a été menée entre 2005 à 2007 dans trois régions distinctes :Communauté Urbaine de Lille, départements du Bas-Rhin et de la Haute-Garonne. Une enquête nutritionnelle a été réalisée sur un sous-échantillon de3188 hommes et femmes, âgés de 35–64 ans. Les données alimentaires sontissues d’un journal de 3 jours, validé individuellement auprès des participants.L’adhésion au PNNS a été estimée par un score validé (FSIPO), conçuspécifiquement pour évaluer le PNNS, à partir des apports en fruits et légumes,calcium, lipides, acides gras saturés, glucides, glucides complexes, sucressimples, fibres et alcool. Les analyses multivariées sont ajustées sur : genre,âge, statut marital, IMC, apports caloriques et le régime pour raisons médicales.L’interaction région et niveau d’éducation ou niveau d’impôt a été testée dans lemodèle multivarié.Résultats.– Le score FSIPO est plus élevé dans le Sud-Ouest que dans le Nord etNord-Est. Le score FSIPO est associé positivement au niveau d’éducation dansle Nord et le Nord-est ( p < 0,0001), mais pas dans le Sud-ouest ( p = 0,4) ;(interaction = p < 0,0001). Parmi les composantes du score FSIPO, l’interac-tion région–éducation est statistiquement significative pour la consommationde fruits et de légumes ( p < 0,0001), de calcium ( p = 0,03), d’acides grassaturés ( p < 0,0001), de fibres ( p = 0,0001) et de sucres simples ( p < 0,0001).Contrairement à ce qui est observé avec le niveau d’éducation, la relation entrele niveau d’impôt et le FSIPO est homogène dans les 3 régions (interactionp = 0,25). Le score FSIPO, pour ces trois régions combinées, est positivementassocié avec le niveau d’impôt ( p < 0,0001).Conclusion.– La relation entre leniveau d’éducation et l’adhésion aux recommandations du PNNS diffère selonles régions alors que la relation entre le niveau d’impôt, un indicateur du niveaude vie, est indépendante des régions. Ces résultats suggèrent que les messagesles programmes d’éducation nutritionnelle pourraient être adaptés selon lesrégions, alors que les politiques budgétaires incitatives concernent indistincte-ment l’ensemble du territoire.