Mesures d'association épidémiologique_15 01 2017

Mesures d’association
épidémiologique entre une
maladie et un facteur de risque
Dr Ali AIT-MOHAND, Maitre-Assistant
Faculté de médecine, Département de médecine
Université Mouloud MAMMERI de Tizi-Ouzou
aliaitmohan@gmail.com

Objectifs
19/01/18 2
 Assimiler le concept de risque
 Assimiler le concept de risque
 Déterminer et interpréter les mesures
d’association épidémiologiques:
 Risque relatif
 Odds ratio
 Différence de risque
 Fraction étiologique dans le groupe
exposé et dans la population

I. Introduction
19/01/18
 Les études épidémiologiques ont
souvent pour objet d’évaluer la
relation entre deux variables.
 Après avoir examiné la distribution de
chacune d’elles séparément, il est
intéressant de les présenter sous
forme de tableau.
3

I. Introduction
19/01/18
 Dans sa plus simple expression, c’est
un tableau de contingence à deux
entrées (2x2)_(Tableau1) où l’on
indique les fréquences de ces deux
variables:
 La variable "maladie" avec ses
deux modalités (malade et non
malade)
 Et la variable "exposition" avec ses
deux modalités (exposé et non
exposé). 4

19/01/18
I. Introduction
Retour
Tableau 1 : Tableau de contingence 2x2 et notations utilisées
pour les effectifs de classes
5

19/01/18
I. Introduction
Tableau 1 : Tableau de contingence 2x2 d'une étude de
cohorte et notations utilisées pour les effectifs de classes
Malade
Non
malade
Total
Exposé a b a+b
Non
Exposé
c d c+d
Total a+b+c+d
6
Etude de
cohorte

19/01/18
I. Introduction
Tableau 1 : Tableau de contingence 2x2 d'une étude cas-
témoins et notations utilisées pour les effectifs de classes
Cas Témoins Total
Exposé a b
Non
Exposé
c d
Total a+c b+d a+b+c+d
7
Etude cas-témoins
Retour diapo17

II. Concept de risque
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 Le risque absolu est interprété généralement comme
"l’expression du danger de subir un dommage ou un
préjudice"
 C’est aussi la probabilité qu’un événement donné (décès,
maladie, effets secondaires…) survienne pendant une
période déterminée (jour, mois, année…) au sein d’une
population donnée.
 Cet indicateur s’apparente à un taux d’incidence pour une
maladie donnée et éventuellement un groupe de
population.
 Il existe d’autres expressions du risque dérivées du risque
absolu qui peuvent être calculées ou estimées comme le:
 Le risque relatif
 La différence de risque
 Et la fraction étiologique du risque
8

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 Le risque peut être calculé à l’occasion
d’une étude cohorte et d’une étude
transversale
 Le risque ne peut être calculé à l’occasion
d’une étude cas-témoins +++
 On peut seulement dans une étude cas-
témoins comparer la fréquence d’exposition
des cas avec celle des témoins
9

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 La variable exposition peut avoir deux modalités ou plus avec
plusieurs niveaux d’exposition comme au tableau 2.
 Le taux d’incidence est calculé pour chaque niveau d’exposition:
 Le risque en l’absence d’utilisation de contraceptifs est de 32
pour 100000
 L’utilisation de contraceptifs (quel que soit le niveau) a
augmenté ce risque à 106 pour 100 000.
Tableau 2 : Taux d’incidence du cancer du col en fonction de la durée
d’utilisation de contraceptifs oraux
Retour diapo 19
10
Retour diapo 20

II. Concept de cote
19/01/18
 La cote d’un évènement (Disease odds=
DO) est un concept différent de celui de
survenue de cet évènement
 La cote (DO) est le rapport entre le risque
de survenue d’un évènement et celui de
survenue d’un autre évènement, en général
opposé au premier
 Les deux évènements concernent le même
groupe de sujets.
11

II. Concept de cote
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 La cote de développer une maladie
s’exprime par la formule suivante:
 DO = Taux / ( 1 – taux)
 Pour le groupe des sujets exposés (notations
du tableau 1) la cote de développer la
maladie est:
 DO = [a/(a+b)]/[b/(a+b) ] = a/b
 De même, la cote de développer la maladie
pour des non exposés est:
 DO = c/d
12

II. Concept de cote
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 Soit un groupe de sujets qui après un
examen de sang ont été départagés en deux
groupes:
 1er
groupe = sujets avec hypercholestérolémie
 2ème
groupe = sujets normaux sans
hypercholestérolémie
 A l’état subséquent, à l’issue d’une période
de suivi, la cible de l’étude était
l’artériosclérose coronarienne (maladie)
13

19/01/18
II. Concept de cote
Tableau 3: Etude cohorte étudiant la relation entre la cholestérolémie et la maladie
coronarienne
Malade Sains Total
Hypercholestéro
lémiques
56 444 500
Normaux 90 1410 1500
Total 146 1854 2000
14
 Les résultats de l ’étude sont comme suit:
X² = 14,96, p < à 0,001
Retour diapo 17

II. Concept de cote
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 Le taux d’incidence cumulative de la maladie
chez les sujets hypercholestérolémiques est:
= 56/500 = 11,2 pour 100
 La cote de développer la maladie dans ce
même groupe est de:
= 56/444 = 0,126 ou 12,6 pour 100
 Le taux d’incidence cumulative de la maladie
chez les sujets normaux est:
= 90/1500 = 6 pour 100
 La cote de développer la maladie chez les
sujets normaux est:
= 90/1410 = 0,064 ou 6,4 pour 100 15

II. Concept de cote
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 La cote constitue une bonne approximation
du taux correspondant calculé à partir des
mêmes données lorsque la maladie est rare
(< 5%).
 Les deux quantités sont sensiblement
différentes si la maladie est fréquente (Taux
supérieur à 20%)
16

III. Mesures d’association épidémiologique mesurant
l’excès de risque dans une étude cohorte:
3.1. RISQUE RELATIF
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 Le risque relatif pour un facteur, noté RR, est le
rapport de deux risques absolus: rapport du risque
en présence du facteur et du risque absolu en
l’absence de ce même facteur
 L’expression du risque relatif d’après les notations du
tableau 1:
RR = [a/(a+b)] / [c/(c+d) ]
 Le RR pour une étude cohorte peut être défini
comme le rapport de 02 taux d’incidence
 Le RR est un nombre sans dimension (rapport de 02
taux) et sans aucune unité particulière
 Sa valeur varie de 0 à l’infini
17

3.1. RISQUE RELATIF
19/01/18
 Le RR exprime de combien le risque de développer la
maladie (ou la complication) est multiplié pour ceux
qui présentent la facteur par rapport à ceux qui ne le
présentent pas
 Selon le tableau 3, le risque de développer une
maladie coronarienne pour les sujets
hypercholestérolémiques par rapport aux sujets
normaux est donc:
RR = (56/500) / (90/1500) = 1,9 (Retour diapo 27)
 Autrement dit, les sujets présentant une
hypercholestérolémie ont un risque près des deux
fois plus élevé de développer une maladie
coronarienne que les sujets normaux.
18

3.1. RISQUE RELATIF
19/01/18
 Lorsque la variable d’exposition est à plusieurs
niveaux, il est possible de calculer un risque relatif
pour chaque niveau d’exposition en prenant pour
groupe de référence celui constitué par les sujets
non exposés (ou moins exposés)
 Dans le tableau 2, le groupe de référence ou de base
est constitué par les femmes qui n’ont pas utilisé de
contraceptifs. Ce groupe a un RR égal à 1 puisqu’il
est comparé à lui-même
 Le risque relatif pour les femmes ayant consommé
des contraceptifs pendant au moins 4 années par
rapport au groupe de base est:
RR = (173 pour 100000/32 pour 100000) = 5,4
19

3.1. RISQUE RELATIF
19/01/18
 Ainsi les femmes qui ont utilisé des contraceptifs pendant une
longue durée ont un risque 5,4 plus élevé de développer un
cancer du col par rapport à celles qui n’en ont pas utilisé.
 Le tableau 4 contient les valeurs du RR pour tous les niveaux ainsi
qui d’autres expressions du risque qui seront commentées ci-après
Tableau 4: Taux d’incidence du cancer du col en fonction de la durée
d’utilisation de contraceptifs oraux
X² = 24,79; p inferieur à 0,001 (dl = 3)
20

3.1. RISQUE RELATIF
19/01/18
Tableau 5: Mesures d’association entre l’utilisation de contraceptifs et
le cancer du col
Source: Tableau N°2
* = La catégorie « nulle » est le référentiel ou groupe de base
21

3.1. RISQUE RELATIF
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Le RR permet de mesurer l’intensité de la
relation entre le facteur de risque étudié et
la maladie.
L’intensité de cette relation constitue un des
critères qui autorisent à envisager la
causalité d’une liaison entre deux variables
Plus le RR est élevé, plus la liaison entre le
facteur et la maladie a des chances d’être
causale
On dit aussi que le RR mesure « la force
étiologique du facteur»
22

3.1. RISQUE RELATIF
19/01/18
 Lecture:
 Lorsque le RR est strictement supérieur à 1 et
que l’intervalle de confiance ne contient pas 1, le
facteur étudié est un facteur de risque
 Lorsque le RR est strictement inférieur à 1 et que
l’intervalle de confiance ne contient pas 1, le
facteur est alors un facteur protecteur (par
exemple un vaccin, la chimioprophylaxie anti
-palustre)
 Lorsque le RR est égal à 1 ou que l’intervalle de
confiance comprend 1, il n’y a pas de liaison
entre le facteur étudié et la survenue de la
maladie (Fig. 1).
23

3.1. RISQUE RELATIF
19/01/18 24
Risque Interprétation
Non différent de 1 Il n’y a pas d’association entre
l’exposition et l’état de santé concerné
> 1
IC 95% > 1
L’association est positive, le risque de
maladie est plus fort chez les sujets
exposés que chez les sujets non
exposés = Facteur de risque
< 1
IC 95% < 1
L’association est inverse, le risque le
maladie est moins fort chez les sujets
exposés = Facteur protecteur

3.1. RISQUE RELATIF
19/01/18 25
Fig 1: Interprétation du risque relatif

3.2. RAPPORT DE COTES (ODDS RATIO)
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Le rapport des cotes de maladie (ou odds ratio)
dans une étude cohorte est le rapport de la cote
d’être malade pour les exposés et de la cote
d’être malade pour les non exposés
Selon le tableau 1, l’Odds Ratio (OR) a donc pour
expression:
OR = (a/b) / (c/d) = ad/bc
Il suffit de localiser l’effectif a des sujets exposés
malades pour effectuer instantanément le
quotient des produits croisés
L’OR calculé dans une étude cohorte est
approximativement égal au RR calculé sur les
mêmes données et a la même signification 26

19/01/18
Tableau 1 : Tableau de contingence 2x2 et notations utilisées pour les
effectifs de classes
27
Malade
Non
malade
Total
Exposé a b a+b
Non
Exposé
c d c+d
Total a+b+c+d
Rapport de COTES = ad/bc (produit croisé)

19/01/18
Lorsque la maladie ou l’évènement étudié sont
suffisamment rares (<5%), situation fréquente
en pratique, pour que a soit négligeable devant
b, et c négligeable devant d, le risque relatif peut
s’écrire:
 RR = (a/b) / (c/d) = ad/bc = OR
L’OR calculé à partir des données du tableau 3
est:
 OR = (56*1410) / (90*444) = 2,0
La valeur du RR (1,9) trouvée précédemment
(diapo 17) est ainsi voisine de celle de l’OR du
fait de la relative rareté de la maladie. 28

3.3. DIFFERENCE DE RISQUE
19/01/18
 La différence de risque (DR) est tout simplement la
différence de deux (02) taux:
 Le taux observé dans le groupe exposé
 Le taux observé dans le groupe non exposé
 La DR est également désignée sous le nom de risque
excédentaire ou de risque absolu
 La DR est la différence entre deux risques moyens
 Selon les notations du tableau 1, la DR a pour
expression:
DR = [a/(a+b)] - [c/(c+d)]
 Appliquée aux données du tableau 3 la formule donne
pour la période considérée:
DR = (56/500) – (90/1500)
= 0,112 – 0,060 = 0,052 = 5,2 % 29

19/01/18
Tableau 6: Mesures d’association entre l’utilisation de contraceptifs et
le cancer du col
Durée
utilisation
(années)
Taux
incidence
(p.100000)
Risque
relatif
Différence de
risque
(p.100000)
Fraction
étiologique du
risque
(exposé) %
Nulle * 32 1,0 0 0,0
< 1 63 2,0 31 50,8
1-3 97 3,0 65 67,0
4 + 173 5,4 141 81,5
Toutes
utilisatrices
106 3,3 74 69,8
Source: Tableau N°2
30

19/01/18
 Dans le tableau 6, la différence de risque augmente au fur
et à mesure que le degré d’exposition au risque augmente
par rapport à la catégorie de référence
 La différence de risque est un taux
 La DR est souvent appelée Risque Attribuable parce qu’elle
traduit le risque attribuable au facteur étudié
 La DR traduit l’excès de risque encouru par les sujets
exposés de développer la maladie par rapport aux sujets
non exposés
 Dans notre exemple, les sujets hypercholestérolémiques ont
un excès de risque de 5,2 pour 100 de développer la
maladie coronarienne par rapport aux sujet normaux. Ainsi
le surplus de cas de maladie coronarienne attribuable à
l’hypercholestérolémie est de 5,2 pour 100.
31

IV. Mesures d’association épidémiologique mesurant
l’excès de risque dans une étude cas-témoins
19/01/18
 Dans les enquêtes cas-témoins, on compare des
malades et des non-malades pour la présence ou
l’absence de l’exposition:
 On ne peut pas estimer le risque de maladie dans toute
la population car la proportion de malades est fixée a
priori
 Le RR ne peut pas être estimé +++
 Seul l’OR peut être mesuré
32

IV. Mesures d’association épidémiologique
mesurant l’excès de risque dans une étude cas-
témoins
19/01/18
 L’OR dans une étude cas-témoins est une bonne
approximation du risque relatif qui serait déterminé
par une étude cohorte parmi la même population
 L’OR est toujours une mesure appropriée pour
apprécier l’intensité de la relation entre le facteur de
risque étudié et la maladie, surtout lorsque la
prévalence de celle-ci est faible (moins de 5% voire
10 %)
 Exemple:
 Une étude cas-témoins a été réalisée en vue de
déterminer les facteurs de risque de l’infection urinaire
nosocomiale symptomatique.
Les résultats sont consignés au tableau 7
33

IV. Mesures d’association épidémiologique mesurant
l’excès de risque dans une étude cas-témoins
19/01/18
Infectés Non infectés Total
Sondés 58 57 115
Non sondés 23 105 128
Total 81 162 243
Tableau 7: Résultats d’une étude cas-témoins visant à étudier la
relation entre le sondage vésical et l’infection urinaire
 L’OR pour les données de ce tableau est:
OR = (58*105)/(23*57) = 4,6
 Ainsi les malades sondés courent un risque 4,6 fois plus
grand de développer une infection urinaire que les malades
non sondés.
34

V. Mesures d’association épidémiologique mesurant
l’excès de risque dans une étude transversale
19/01/18
 L’étude transversale a la structure d’étude la
moins appropriée pour établir la causalité
 Cela n’empêche pas de calculer des mesures
d’associations comme le rapport de prévalence
ou le rapport des cotes de prévalence
 Le rapport des prévalences est un risque relatif
et se calcule de la même manière que pour une
étude cohorte
 Le rapport des cotes de prévalence est un odds
ratio et se calcule de la même manière que pour
une étude cohorte ou une étude cas-témoins
35

19/01/18
 Exemple:
 Considérons les données du tableau 8 où sont consignés
les résultats d’une étude transversale visant à étudier le
relation entre l’infection par le virus de l’hépatite B et le
contact avec le sang parmi le personnel d’un hôpital
Contact fréquent 64 200 264
Contact rare 160 1078 1238
Total 224 1278 1502
X² = 21,97, p < 0,001
Tableau 8 : Prévalence de l’infection virale en fonction du contact avec le sang
36

19/01/18
 Dans le tableau 9, on fait ressortir les taux de prévalence:
Tableau 9 : Prévalence de l’infection virale en fonction du contact avec le sang
Enquêtés Infectés Prévalence
(pour 100)
Contact fréquent 264 64 24,2
Contact rare 1236 160 12,9
 Le rapport des prévalences ou risque relatif est donc:
 DR = (64/264)/(160/1238) = 24,2/12,9 = 1,9
 Le rapport des cotes de prévalence ou odds ratio est donc:
 OR = (64*1078) / (160*200) = 2,2
 Le risque relatif est légèrement plus faible que l’odds ratio.
Mais le RR pourrait mieux traduire la réalité des faits parce
que la prévalence globale (224/1502 = 14,9%) n’est pas
faible
37

VI. Mesures d’association épidémiologique mesurant
la contribution d’un facteur: Concept de contribution
19/01/18
 Le RR renseigne sur la force de l’association entre un
facteur de risque et une maladie
 La contribution d’un facteur de risque va mesurer la
proportion de cas de maladie qui peut être attribuée à
ce facteur et qui pourrait donc être évitée
 Ainsi la contribution d’un facteur est mesurée en
termes de santé publique
 C’est la fraction étiologique du risque (FER) qui
traduit la contribution d’un facteur de risque
 La FER peut être calculée aussi bien pour le groupe
exposé au facteur que pour l’ensemble de la
population (groupe exposé et non exposé réunis)
38

6.1. Fraction étiologique dans le groupe exposé
19/01/18
6.1.1. Dans une étude cohorte:
La FER dans le groupe exposé (FERe) a pour expression
(notations du tableau 1):
FERe = [a/(a+b)] – c/(c+d)]/ [a/(a+b) ] = (RR – 1) / RR
C’est donc le rapport entre la différence de risque et le
risque dans le groupe des sujets exposés
Malades Sains Total
Hypercholestérolémiques 56 444 500
Normaux 90 1410 1500
Total 146 1854 2000
Tableau 10 : Etude cohorte étudiant la relation entre la cholestérolémie et la
maladie coronarienne
X² = 14,96; p < 0,001
FERe pour le tableau n°3 = [(56 /500) – (90/1500)] /
(56/500) = 0,464 = 46,4% Retour diapo 45 39

19/01/18
 Ainsi, plus de 46% des cas d’artériosclérose coronarienne
survenant chez les hypercholestérolémiques sont dus au
facteur de risque qu’est la cholestérolémie
 Ces 46% des cas de maladie seraient ainsi évités si ces sujets
n’avaient pas d’hypercholestérolémie
 Lorsque la variable d’exposition est à plusieurs niveaux, la FER
se calcule de même manière en prenant à chaque niveau le
groupe des moins exposés comme groupe de référence.
 Dans l’étude de la relation entre la prise de contraceptifs et le
cancer du col (tableau 4), les résultats du calcul de la FERe
pour chaque niveau apparaissent au tableau 9.
 La FER dans les sous groupes d’utilisatrices augmente de
50,8% à 81,5% et dessine un gradient en fonction de la durée
d’utilisation.
40

19/01/18
Durée
d’utilisation
(années)
Personnes
années à risque
Cas de
cancer
Taux
d’incidence
(p.100 000)
Nulle 19 000 6 32
1 25 500 16 63
1 – 3 31 000 30 97
4 + 20 200 35 173
Toutes
utilisatrices
76 700 81 106
Ensemble des
cohortes
95 700 87 91
Tableau 11: Taux d’incidence du cancer du col en fonction de la durée d’utilisation
de contraceptifs oraux
X² = 24,79; p < à 0,001 (dl = 3)
41

19/01/18
Tableau 12 : Mesures d’association entre l’utilisation de contraceptifs
et le cancer du col
Source: tableau N°2
Durée
utilisation
(années)
Taux
incidence
(p.100 000)
Risque
relatif
Différence
de risque
(p.100 000)
Fraction
étiologique
du risque
(exposé) %
Nulle * 32 1,0 0 0,0
< 1 63 2,0 31 50,8
1-3 97 3,0 65 67,0
4 + 173 5,4 141 81,5
Toutes
utilisatrices
106 3,3 74 69,8
42

19/01/18
 Une relation de ce type évoque une relation de type dose-
réponse (ou dose-effet) et est un argument supplémentaire
en faveur de la causalité.
 Pour l’ensemble des utilisatrices, on peut dire qu’environ
70% des cas de cancer du col survenant chez ces femmes
sont attribués aux contraceptifs
 En d’autres termes, 56 des 81 cas de cancer du col auraient
pu être évités si aucune femme dans ce groupe n’avait pas
utilisé de contraceptifs.
 Si le facteur étudié a un effet protecteur (RR inferieur à 1),
la Fraction Préventive (exposés) a pour expression:
 FPe = [c/(c+d)] – a/(a+b)]/ [c/(c+d)] = 1- RR
43

6.2. Fraction étiologique dans la population
19/01/18
 Selon les paramètres disponibles, la fraction étiologique
du risque dans la population (FERp) a trois expressions
équivalentes:
 FERp = P(RR – 1)/[P(RR – 1) +1]
 FERp = (TI population – TI non exposés)/TI population
 FERp = FERe * Pc
 Dans ces expressions:
 P est la proportion de sujets exposés parmi
l’ensemble de la population-cible
 Pc est la proportion de sujets exposés parmi les cas
 TI est le taux d’incidence ou de mortalité
44

19/01/18
Malades Sains Total
Hypercholestérolémiques 56 444 500
Normaux 90 1410 1 500
Total 146 1 854 2 000
Tableau 13 : Etude cohorte étudiant la relation entre la cholestérolémie et
la maladie coronarienne
 Les différentes expression de la FERp donnent:
 [500/2 000 (1,9 – 1)] / [ 500/2 000 (1,9 -1) + 1] = 0,178 = 17,8 %
 [(146/2 000 – 90/1500)/146/2000] = 0,178 = 17,8 %
 [0,464 * (56/146)] = 0,178 = 17,8 %
 Ainsi, la proportion de maladies par artériosclérose coronarienne
due à la cholestérolémie est de 17,8% dans la population
générale.
 En pratique, si on parvenait à éradiquer l’hypercholestérolémie,
on préviendrait 17,8% des cas de cette maladie dans la
population générale
45

19/01/18
6.2.2. Dans une étude cas-témoins :
 Les formules proposées à l’occasion d’une étude
cohorte (à l’exception de celle faisant intervenir les
taux) sont applicables à l’étude cas-témoins, mais:
 Le risque relatif est estimé par l’odds-ratio
 La proportion P de la population exposée est estimée
par la proportion de témoins exposés (on fait
l’hypothèse que les témoins sont représentatifs de la
population générale)
46

19/01/18
6.2.2. Dans une étude cas-témoins :
Tableau 14 : Etude cas-témoins visant à étudier la relation entre le
sondage vésical et l’infection urinaire
Sondés 58 57 115
Non sondés 23 105 128
Total 81 162 243
 Les différentes expressions de la FERp donnent:
 [ 57/162 (4,6 – 1)] / [ 57/162 (4,6 -1) + 1] = 0,560 = 56,0 %
 (58/81) [(4,6 – 1)/ [4,6] = 0,560 = 56,0 %
 Ainsi, 56,0 % des infections urinaires sont attribuables au
sondage urinaire vésical pour l’ensemble des groupes
exposé et non exposé
47

VII. Intervalle de confiance des mesures
d'association épidémiologique
19/01/18
 La plupart des enquêtes ne sont pas réalisées sur
l'ensemble d'une population mais sur des échantillons
issus de cette population cible. Les mesures d'association
épidémiologique sont donc soumises aux fluctuations
d'échantillonnage.
 Plutôt que de se limiter à une estimation ponctuelle des
ces mesures, il est donc préférable de calculer un
intervalle de confiance qui donne une idée de précision
de l'estimation de ces mesures.
 Les formules pour calculer ces intervalles de confiance
sont complexes et certaines techniques prennent en
compte la mesure d'association statistique. Le mieux est
d'utiliser un logiciel d'épidémiologie (par exemple
EpiInfo, logiciel gratuit édité par le CDC d'Atlanta) pour
éviter des calculs fastidieux.

VIII. Utilisation des mesures épidémiologiques en
santé publique
19/01/18
 Si du point de vue étiologique, le risque relatif (ou
l’odds ratio) a une valeur explicative plus grande, la
fraction étiologique du risque informe davantage
sur la contribution du facteur étudié à la morbidité
ou à la mortalité dans les groupes de population.
 Considérons les données du tableau 15 relatives au
rôle d’un facteur de risque sur la mortalité
engendrée par deux malades différentes.
49

santé publique
19/01/18
Tableau 15 : Comparaison du rôle du tabagisme sur la mortalité par cancer du
poumon et par maladies cardio-vasculaires (85 000 fumeurs et 100 000 non
fumeurs)
Cancer du poumon Maladies cardio-
vasculaires
Effectif 120 10 850 700
Taux (p.1000) 1.4 0.1 10.0 7.0
RR 14.0 1.4
DR 1.3 3.0
FERe 0.929 0.300
Nombre de décès
attribuables au tabac
111 255
50
 Du point de vue étiologique, le tabagisme apparait beaucoup plus
important pour le cancer bronchique que pour les maladies cardio-
vasculaires (MCV)
 Cependant, pour l’éradication du tabagisme, on pourrait éviter
plus de décès par maladies cardio-vasculaires.

santé publique
19/01/18 51
 Les décès par MCV dans la population générale sont plus
fréquents que les décès par cancer du poumon. En
conséquence, le nombre de décès par MCV attribuable au
tabagisme (255) est deux fois plus élevé que le nombre de
décès par cancer du poumon attribuable au tabagisme
(111)
 Une autre façon de cerner le problème est de considérer
les différences de risque. Celle-ci est deux (02) fois plus
élevée pour les MCV (3.0 pour 1000) que pour le cancer du
poumon (1.3 pour 1000).
 Cette constatation traduit la aussi le fait que la lutte
contre la tabagisme réduira finalement plus le nombre de
décès par MCV que le nombre de décès par cancer du
poumon.

santé publique
19/01/18 52
En santé publique, pour la mise en place
des actions visant à réduire ou à supprimer
un facteur de risque, on doit tenir compte
essentiellement de deux paramètres:
 La force de l’association entre le facteur de risque
et la maladie exprimée par le risque relatif ou
l’odds ratio
 La fraction de l’association du risque dans le
groupe exposé et dans la population, selon les
paramètres disponibles comme vus
précédemment.

Merci de votre attention
19/01/18 53

Référence:
19/01/18 54
1. BEZZAOUCHA A. Epidémiologie et
biostatistique à l’usage des étudiants en
science médicales, 3ème
édition revue et
corrigée. OPU Editions , Alger 07-2009
2. OLIVIER L, MICHEL R, SPIEGEL A, BOUTIN
J-P – Les mesures d'association en
épidémiologie. Med Trop 2003;63 : 75-78

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