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Relations geographiques entre la mortalite par cancer de l'oesophage, la cirrhose du foie, l'alcool et le tabac: Le cas de la province de Quebec
Sot.Sci..Ued Vol.22.No. 6.pp.611-6lY.1956 Printed in Crest Br~taln. Allrights rexned
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02'7-Yj36 56 53 MI 20.00 IYY6 Perqamon PressLtd
RELATIONS GEOGRAPHIQUES ENTRE LA MORTALITE PAR CANCER DE L’OESOPHAGE, LA CIRRHOSE DU FOIE, L’ALCOOL ET LE TABAC: LE CAS DE LA PROVINCE DE QUEBEC J. P. THOUEZ' et P. GHADWA$ ‘Dt-partement
de gtographie, Universiti de Montrtal et ‘Institut du Cancer Centre hospitalier Notre-Dame, Montrkal, Canada
de Montrtal.
Resume-Cette Ctude Porte sur les relations geographiques entre la consommation d’alcool per capita, le tabagisme, la mortalite par cirrhose du foie et le cancer de I’oesophage chez les individus de I5 ans et plus de la province de Qukbec. La ripartition gkographique de ces variables est commentee dans un premier temps, leurs relations sont analyskes $ l’aide des mbthodes de corrClation et de regression dans un second temps. Finalement, nous avons retenu la technique de la rizgression logistique (logit regression) pour mesurer les effets conjoints de I’alcool et du tabac. Les rtsultats indiquent que la consommation d’alcool total est ittroitement reiike g la mortal&5 par cirrhose du foie par contre. aucune relation significative n’a 63 mise 1 jour avec la mortalitt par cancer de l’oesophage. Ces commentaires peuvent Stre ttendus B la consommation de vin et de spiritueux. Abstract-This study concerns the geographical relationships between alcohol consumption per capita; smoking and death from cirrhosis of the liver and cancer of the oesophagus in persons of I5 years old and over in Quebec. First. the geographical distribution of variables is analysed. Secondly, we have used methods of correlation and regression in order to evaluate their relation to each other. In the latest case we have chosen the logistic regression model to investigate the simultaneous effects of alcohol and tobacco. The results show that alcohol consumption is closely related to mortality from cirrhosis of the liver. Moreover, there was no significant relation found between total alcohol consumption and oesophageal cancer. These findings can be applied to cases of consumption of wine and spirits.
INTRODUCTION
et Hanham [l] sur le fait que l’ktude de I’alcoolisme et des maladies qui lui sent relites peut Otre effectuie g I’aide de concepts gtographiques, il peut apparaitre paradoxal de constater que peu de gkographes, g l’exception des travaux de Ullman [2], de Ward et al. [3], de Smith [4], de McGlashan [5] et de Picheral [6] se sont penchbs sur ce theme de recherche. 11 est vrai que ce dernier prCsente plusieurs difficult&s conceptuelles et methodologiques que nous risumerons brikvement cidessous. Ce rappel nous a sembli nicessaire pour comprendre les relations complexes entre la consommation d’alcool et les probltmes de santC qui lui sont relies. On peut d&limiter les regions de consommations d’alcool g I’aide de donnCes sur la consommation moyenne par habitant ou celle des 15 ans et plus de sexe masculin ou g l’aide d’infotmations sur les dipenses de consommation par m&age ou membres du menage. Ces statistiques ne sont pas toujours disponibles et lorsqu’elles existent, I’analyse comparee entre pays est souvent rendue difficile i cause des diffkrences nationales ‘dans les types de consommation, les contenus en alcool, les niveaux de taxation, I’importance de la fabrication ou de la consommation familiale clandestine et de la consommation hors mknage, les comparaisons les plus rialistes peuvent itre ktablies pour les pays oti la plus grande partie de la production et de la distribution est rirgie par I’Etat, cas des pays occidentaux. Si I’on s’accorde
avec
Smith
611
Si l’on cherche g &valuer la consommation d’alcool dans le temps, on peut se reporter B I’une ou I’autre des informations suivantes: consommation d’alcool la semaine pass&e, consommation d’alcool dans les demitres vingt-quatre heures, dernier lieu oti l’alcool a ttt consomm& Pour les obtenir, il faut proctder par ichantillonnage. Aux difficult& gCnerales que l’on rencontre dans la collecte de donnCes rCtrospectives s’ajoutent celles propres B I’ktude de I’alcoolisme. La coop&ration des individus retenus dans I’&chantillon est souvent difficile d obtenir d’oti la necessitk de se reporter aux cas ‘visibles’ trait& dans les unites de soins ou de faire appei aux sources indirectes d’informations par le biais de personnes en contact avec I’alcoolique. Par contre, si I’on veut estimer la prevalence de I’alcoolisme et celle des problimes de Sante qui lui sont associis, on peut utiliser des mCthodes indirectes. Jellinek [7] part exemple, calcule le nombre potentiel d’alcooliques g l’aide d’une formule qui tient compte de la relation constante entre I’alcoolisme chronique et la cirrhose du foie. Celle-ci peut ttre reprisentke g I’aide de I’equation: A = PD/K, oli A est le nombre total d’alcooliques dans une population pour une annte donnte, PD est le nombre de personnes d&dies par cirrhose du foie pour une annCe donnee multipliie part le pourcentage de d&s part cirrhose du foie dus & l’alcoolisme (62,8% chez les hommes; 21,6% chez les femmes, bases sur la 6e revision-1948- de la CIM). La valeur K calc&e par l’auteur, exprime le pourcentage de
J. P. THOLEZ et P. GHADIRIAS
612 tous les alcooliques qui midkales et qui meurent
so&rent de complications du cirrhose du foie. Cette
valeur est pr&.umie constante et serait kgale pour une annee don&e i 0,69% [S]. Une approche alternative d&elopp&e par Ledermann [9] consiste i retenir le niveau moyen de consommation d’alcool comme un indicateur du nombre de personnes qui boivent beaucoup ou de la morbiditk (ou de la mortalitt) relite g I’alcool, par exemple: le taux de mortalit par cirrhose du foie est Ctroitement associe au niveau moyen de consommation d’alcool. Ledermann [9] a montri a I’aide de dondes sur la consommation d’alcool dans plusieurs pays occidentaux que la relation entre le pourcentage de buveurs et le volume moyen d’alcool consommk par jour Ctait log-normale. Ce rksultat fut confirrnt par plusieurs chercheurs dont De Lint et Schmidt [IO] pour I’Ontario. Selon eux, la courbe de la consommation comme celle des achats est lognormale. Ainsi, si I’on connait le nombre de buveurs mod&s dans la population, on peut estimer la proportion des cas pathologiques. Edwards et Grant [I I] prCsentent une synthkse des critiques et des interpritations du modile de Ledermann. Si I’association etroite entre le niveau moyen de consommation d’alcool et la mortalitC par cirrhose du foie a largement et6 mise en tvidence, il n’en est pas de mZme pour d’autres problPmes de santk qui semblent IiCs i la consommation d’alcool: cas du cancer de I’oesophage, par exemple. L’ltude rt‘trospective de Tuyns ef al. [12] pour le dkpartement de I’Ille et Vilaine en France demontrait que pour chaque niveau d’alcool d’une part, et de tabac d’autre part, les risques relatifs augmentaient d’une maniire liniaire, c’est-i-dire que le logarithme du risque est proportionnel au niveau de consommation. La tendance est plus nette pour I’alcool que pour le tabac. L’association avec le tabac a &t&montree par plus-
Type de consommation principale selon les pays
24 8 & -
l
B&e.
n
ltalie
A Spiritueux
4
Mpublique l Allemande
t 16 s 1
2 12 03
-
Federale
lTchdcoslovaquie
E g
0 Australie
NouvelleZf5lan.d
.Autriche *Danemark - Grandel Canada Bretage Pays- AS&de 6Was Irlsde AJawn A Finlande -
Mortalit Fig.
m
1
s lo ‘;
g : %
France
l Vin
m-20
E t
ieurs enquPtes prospectives dont celles de Hammond et Horn [I31 et de Dorn [ 13). IIs avaient notC un ewes de risque du cancer de I’oesophage parmi les fumeurs mais ils soulignaient que souvent les consommations d’alcool et de tabac sont associies. Par ailleurs, Schwartz er al. [l 51 devaient clairement montre que dans le cas du cancer de I’oesophage le rhle de I’alcool subsistait apris ajustement pour le tabac. Chacun des deus facteurs entraine un risque qui lui est propre comme I’avaient &abli Wynder et Bross [16], Schwartz [I 5, 171. Williams et Horn [l8]. Cependant, les r&hats de I’itude de Tuyns et al. [12] suggerent que les risques propres g I’alcool et au tabac se multiplient. L’analyse comparCe des rlsultats des cnquites &pidCmiologiques menies B travers le monde indique que la consommation d’alcool et de tabac. surtout si elle est tlevbe, peut etre un facteur de risque pour le cancer de I’oesophage [l9]. Dans terrains pays, le contexte social et culture1 ne sautrait Otre sous-estimk. Pour illustrer cet argument, nous avons mis en relation la consommation moyenne d’alcool par habitant et la mortalite par cirrhose du foie (Fig. I). La corrClation positive est apparente d’apr& le nuage de points. Les pays de forte consommation de vin sont aussi ceux qui prksentent les taux de monalit& les plus ilev&. Nous avons repris les mPmes don&es de consommation en les associant cette fois au taux de mortalitk par cancer de I’oesophage (Fig. 2). Cette fois, la correlation apparait nulle. On notera le taux ilevC de mortalitt par cancer de I’oesophage du Japon alors que la consommation par capita d’alcool (principalement de spiritueux) est voisine de celle de ia Norvtge ou de la Finlande. Si l’on admet avec Sulkunen [20] que les niveaux de consommation sont largement d.+termin& par les prtfirences zn boissons: les rbgions de production de vin sont aussi des
1. Consommation
d’alcool
lEtats-Unis
par cirrhos@ et mortalit
du fois (par
par cirrhose
de
100000
, 1965.1969
du foie pour quelques
NIAAA, 23. 1978.
, moyenne
f
pays. Source:
Adaptation
613
Relations geographiques entre la mortalitt par cancer France W
Type de consommation principale, selon ies pays
Italiem
5 ; 0
RCpublique FBderale Allemande’
.
n
Vin
l
Bihre
S 16 Australie 0
A Spiritueux
Autiche DanemarkEanzdf Suede A. Pays-&
Ctats-Unis 0 Grande-Bretagne rJapon A Finlande
A Norvege
0
o or0
(
1
1
20
u
40
.Taux slandardisbs
Pig. 2. Consommation
1
I
60
II
11
60
I
100
r:r
I
120
I
200
210
de morlalit~ pour le cancer de I’oesoohage
d’alcool et taux standardisks de mortalitb par cancer de l’oesophage. Source: NIAAA, 23, 1978 et Chilvers et al., 31131, 1979.
rkgions de forte consommation. Le cas du Japon comme celui d’autres pays [21] montre que d’autres facteurs de risque peuvent intervenir. Dans cette etude, nous essaierons, par le biais des mtthodes de correlation et de regression, de dtgager les associations significatives entre les types de consommation d’alcool: vin et spiritueux, d’une part et bike, d’autre part et la mortalite par cancer de l’oesophage. Nous avons aussi retenu la mortalite par cirrhose du foie a cause de son association statistique avec la consommation d’alcool. Le modele sera applique a la province de Quebec. DONNl%S ET Xll?l-HODES
La consommation d’alcool a fait I’objet d’enquites nationales sporadiques mais celles-ci ne permettent pas de degager des donnees dbagregees selon les regions. Par consequent, nous avons retenu les statistiques de Pampalon [22] tlabories a partir des donn&es sur les ventes globales realisees par la Societt des Alcools du Quebec et par les membres de I’Association des Brasseurs de la province. Quant a la consommation de tabac, elle a Cte calculee 9 I’aide de donnees dune enquete effect&e par la compagnie ‘Imperial Tobacco Ltte’. Les statistiques sur la consommation d’alcool absolue (en litres) sont foumies par division de recensement et celle sur la consommation de tabac par regions socioeconomiques. Faute de mieux, nous avons don& une consommation identique a chacune des divisions de recensement inscrite a l’intirieur d’une region sociokonomique. Les indices comparatifs de mortalite (ICM) pour le cancer de I’oesophage d’une part, et la cirrhose du foie d’autre par, ont ete calcules a I’aide des donnees de la mortaliti par cause de Statistique Canada et de la population pour les deux sexes, par groupes
quinquennaux en prenant comme population de reference la population du Quebec en 1976. Les methodes de correlation et de regression selon les d&marches de Breslow et Day [23] ont ite retenues pour analyser les relations entre les taux de mortalitt par cause et les variables independantes. RkSULTATS
Pour le Canada, le taux normalise de mortalite par cirrhose du foie (CIM 571) etait de 13,2 chez les hommes pour la pkiode 19661976 et pour le cancer de l’oesophage (CIM 150) de 3,2 chez les hommes pour la periode 1962-1973. Les taux masculins sont, dans les deux cas, deux fois plus ileves que les taux feminins. Les taux pour la province de Quebec sont superieurs a la moyenne canadienne mais la difference n’est pas significative. La carte 1 presente la distribution geographique de la consommation d’alcool absolu per capita. Les divisions de recensement (D.R) p&ipheriques: Cote Nord (14,76), Bas-St-Laurent-Gaspksie (13,19), Nord-Ouest (13,96) et Outaouais (13,57) ont les plus fortes consommations par habitant. On peut adjoindre B ce groupe les D.R de la region Nord-Ouest de Montreal: Terrebonne, Deux-Montagnes et Vaudreuil. La repartition geographique de la mortalite par cirrhose du foie, pour les deux sexes, pour la p&ode 1974-1978 semble se concentrer dans les D.R a caractire urbain: Ile de Montreal, Quebec, Levis, Hull et St-Maurice (carte 2). On notera que les D.R ptriphiriques de forte consommation ont des indices de mortaliti peu ileves pour cette cause et la difference entre les taux calcules et les taux observes est significative. Pour le cancer de l’oesophage, les ICM les plus eleves se situent dans les regions rurales, isolies (carte
61-i
J. P. THOUEZet P. GHAD~RIAN I
74.
I
/
70’
66’
1 12.76 -14.77
I
L Carte I. Consommation d’alcool par divisions de recensement, 1978. Source: Pampalon consommation d’alcool au Quibec en 1978 par divisions de recenssment.
3). Une certaine prudence s’impose pour interpkter ces variations car le nombre de personnes d&Cd&es pour cette cause est faible. Le coefficient de corrklation de Pearson a t&2 calculk entre les con&es de mortaliti. la con-
sommation totale d’aicool (ALC), de la b&e, d’une part (AL&) et du vin et spiritueux, d’autre part (ALC,) et I’usage des cigarettes (TAB) pour chacune des 75 D.R (la D.R du Nouveau Quibec n’a pas kt6
R. (1980)
inclue faute de don&es de mortalite). Les relations entre la mortalitl par cirrhose du foie et les donntes de consommation d’alcool et de tabac sent positives mais non significatives (pour N = 75 la valeur de Z doit Etre 0.288 pour P < 0.5et 0.371 pour P c 0.1). Par contre, les corklations entre la mortalitt’ par cancer de I’oesophage et les don&es de consommation d’alcool et de tabac sont nigatives et non significatives (Tableau 1).
H
0.69 -0.94
aTIll
0.95 - 1.06
m
1.23 - 1.74 .
Pr 0.05
Carte 2. Mortalitk par cirrhose du foie par division de recensement (hommes et femmes, 19711978) Source: Service des itudes kpidkmiologiques. Ministtre des affaires sociales du Quebec, 1951.
Relations
gtographiques
entre la mortalit-
?
par cancer
INDICE
615
COMPARATIF
DE
MORTALIT
Carte
3. iblortalitk
par
cancer
de l’oesophage par divisions 196&1976).
A ce stade, il y a lieu de preciser la forme des variables dependantes et des variables explicatives. Premierement, selon Breslow et Day [23] au lieu d’utiliser la methode de standardisation directe (population de reference), il est preferable de prendre le taux d’incidence cumule en additionnant le taux d’incidence annuel selon le sexe et le groupe d’lge pour la periode considerie. Si les taux splcifiques d’incidence ne sont pas disponibles, on peut multiplier le taux d’incidence pour le groupe d’age considere i (1,) par I’intervalle I,: A($) = i /j.(t,). ,=I Lorsque la maladie est rare ou la ptriode d’observation est courte, le taux d’incidence cumule ou le taux de mortalite est petit, la probabilite d’apparition de la maladie peut etre assimilee au taux tumult d’incidence: P(r)=(r) On peut interpreter le taux d’incidence cumuk a I’aide des probabilites [24]. P(f) est le risque net ou la probabilite conditionnelle qu’un individu aura la maladie observie entre la p&ode 0 et f. La formulation mathtmatique que I’on peut utiliser dans ce cas
Tableau
I. CorrClations
(hommes
est celle de la regression
logistique
oil u, B,, . . . , B, sont les parametres X, des variables explicatives.
et femmes,
(logit regression):
a estimer,
Tabac (TAB) Alcool (ALC) Vin et spititueun (AL&) Bike (AL&) Cirrhose du foie (mt) Cancer de I’oesophage (mt)
0.218 0. I23 -0.423 0.2i8 -0.098
X,,. . .,
Deuxiemement, il y a lieu de prkiser la forme des variables explicatives. Nous avons vu que les variables consommation totale d’alcool (ALC), de vin et spiritueux (ALC,) et de bike (ALCs) sont des variables continues par contre, la variable usage de tabac peut etre assimilee a une variable discrete. On peut utiliser la for-me lintaire ou transformer les variables du modele. Par exemple, on peut considtrer la relation logarithmique: log R(x) = r + /3 log (x) qui signifie que le risque lui-m6me est proportionnel a la puissance de la dose, xB, relation que I’on trouve frequemment dans les etudes sur les dtres humains ou les animaux [23]. Le Tableau 2 presente les rtsultats pour la mortalite par cirrhose du foie. Dans le modele I. les variables alcool (ALC) et tabac (TAB) sont lineaires, la valeur des coefficients de regression est similaire mais celle des coefficients standard& (8) qui figure entre parentheses montre que le risque dd a l’alcool est plus important que celui qui decoule de I’usage du
entre la consommation d‘alcool, I‘usage du tabac, la mortalit& par cancer de I’oesopbage et la mortalitC par cirrhose du foie.
I I. 2. 3. 4. 5. 6.
de recensement
2 0.743 0.80 I 0.209 -0.208
3
0.195 0.237 -0.256
4
0.160 -0.075
5
-0.256
6
-
616
J. P. Tableau
2. Anal~se
de r&&on
Sombre
Mod&
LOGIT
de parametres
dcs variables
.ALC
TAB
Log .ALC
0.781 (0.29)
0.767 (0 03) 0.774 (0.05)
0.118 (0.10)
2
3.29’
2
2
3.33.
3
_)
3.25.
4
,
6.50”
5
3
3.26’
6
3
2.72’
de r+ession
pour chaque
de risque: analyse de la mortallrt
F
I
Coefficients
THOUEZ et P. GHADIRIAS
variable
0.760 (0.29)
0.1 I4 (0.10) 0.748 (0.29) 0.422 (1.95)
0.139 (0.63)
(coefficients
standardis&
tabac. Dans le modele 2, la consommation d’alcool est exprimee en logarithme. A cause de la diminution du maximum de vraisemblance, il ne semble pas approprit d’utiliser la transformation en logarithme pour I’alcool. D’un autre cot& on ameliore le modtle si on exprime I’effet du tabac de cette maniere (modele 3). On notera que I’expression du tabac sous forme quadratique (ou lineaire) est moins interessante que la transformation en logarithme (modele 5). En resume, les changements dans le risque du cirrhose du foie sont associes avec un accroissement des consommations d’alcool (ALC) et de tabac (log TAB). Le Tableau 3 presente une serie de modeles integrant la consommation totale d’alcool (ALC) et les consommations separees de vin et spiritueux (ALC,) et de bike (AL&). Nous avons deja souligni que les correlations entre TAB et la consommation d’alcool et ses composantes etaient faibles. II en Ctait de meme des associations entre ALCv et AL&. I1 semble que ceux qui consomment du vin et spiritueux font usage du tabac par contre, ce n’est pas le cas pour les buveurs de bike. L’effet du tabac peut etre confondu avec celui de la consommation de vin et spiritueux. Le modele I est similaire au modele 3 du Tableau 2. Le modele 2 montre que la consommation de vin et spiritueux a un effet independant sur le risque de mortalite par cirrhose du foie. Par ailleurs, le coefficient pour la consommation de bike est negative. On notera que la valeur des trois coefficients pour ALC, est inferieure a celle de la consommation totale d’alcool (ALC: 0.762). II se peut que d’autres boissons comme le cidre peuvent expliquer cette difference. Nous avons rep& cette demarche pour la mortalite par cancer de l’oesophage. Les differents modiles
par cirrhose du fox.
Log T.-\B
ALC-
0.762 (0.09) 0.769 (0.09) -0.305 ( - 0.04) 0.715 (0.07)
enue
(-
-0.183 1.92)
parentheses)
pour cette cause de mortalite ne sont pas significatifs selon le test de F. Le Tableau 4 montre que les associations entre cette cause et l’usaee du tabac, la consommation totale d’alcool sont nigatives. La transformation quadratique de I’alcool (modele 6) tend a ameliorer l’explication statistique du modPie. Les conclusions que Ton peut tirer du Tableau 5 sont similaires a celles que Ton a prisentees pour le tableau precedent. On notera que les valeurs des trois coefficients pour ALC, sont proches de la valeur du coefficient pour la consommation totale d’alcool (-0.305). En conclusion, le role de I’alcool et. en particulier du vin, et des spiritueux, semble avoir un effet sur la mortalite par cirrhose du foie. Cependant, il apparait difficile de tirer des conclusions fermes a cause des valeurs Clevees des erreurs-types des coefficients de regression. Part contre, les resultats ne sont pas concluants pour le cancer de I’oesophage. L’echelle differente: donnles individuelles dans I’etude de Breslow et Day [23] et agregees dans cette etude expliquent les resultats divergents entre ces deux etudes [25, 261. Les resultats d’une analyse statistique des tendances rtcentes observees dans le taux de consommation d’alcool au Canada, montrent une augmentation draconnienne de la consommation de vins et de spiritueux au tours de la p&ode 1970-1980 [27]. II se peut que les effets de cette consommation se fassent sentir dans les prochaines an&es sur I’incidence de la cirrhose du foie (et du cancer du foie). Par contre, dans le cas de la mortalite par cancer de I’oesophage, d’autres etudes devraient itre men&es car I’analyse comparee de differents travaux a travers le monde ne permet pas de tirer des conclusions definitives [28].
Tableau 3. Analyse de rkgression LOGIT des variables de risque: mortalitk par cirrhose du foie. Qtkbec. Coefficients de rigression pour chaque variable (coefficients standardises entre parentheses) F
Los TAB
ALC
I
2
3.25’
2
2
3.40.
0.760 (0.295)
3
2
3.61*
4
2
4.27.
5
I
3.25.
0.762 (0.093) 0.512 (0.097) 0.628 (0.041) 0.698 (0.069)
6
I
4.24”
Mod&
Nombre
de uarametres
Qu&c TAB’
ALC,
ALC,
0.588 (0.194)
-0.515 (-0.162) -0.336 (-0.106)
0.548 (0.194) -0.655 (-0.206) 0.548 (0.194)
Relations
geographiques
entre la mortalite
617
par cancer
Tableau 3. Analyse de r&ession LOGIT des variables de risque: morralite par cancer de I‘oesophage. Qukbec. Coeficients de rig&on pour chaque variable (coefficients standardk entre parenthkes) Modile
Nombre de paramttres
F
I
2
2.70
2
2
2.65
3
2
2.63
4
2
2.79
5
3
2.19
6
3
2.13
ALC
T;\B
-0.303 (-0.237)
-276 (-0.179) -0 272 (-0.177)
Log ALC
Log TAB
ALCZ
TAB‘
-0.333 (-0.234) -0.242
-0.253 (-0.198) -0.335 (-0.235)
(-0.148) -0.357 (-0.157) 0.113 (0.152)
-0.260 (0.169)
-0.290 (-0.2’7) -0.297 (-0.232)
-0.309 (-0.415)
0.400 (0.535)
Tableau 5. Analyse de r&&on LOGIT des variables de risque: mortalitt par cancer de I’oesophage. Q&=x. Coetliclents de rkgression pour chaque variable (coefficients standardisis entre parenthkes) Nombre de narametres
F
I
2
2.56
2
3
2.09
Mod&
3
2
1.39
4
2
2.94
5
I
I.31
6
I
1.90
Log TAB -0.291 (-0.190) -0.229 (-0.149) -0.306 (-0.199) -0.172 (-O.lI2)
consumption in Ontario. Q. JI Stud. Ale. 29, 968, 1968. G. and Grant M. (Eds) Alcoholism: .Vt% II. Edwards Knowledge and New Responses. Croom Helm. London. 1977. 12. Tuyns A. J.. Pequinot G. et Jensen 0. M. Le cancer de
ALC,
ALC,
-0.297
-0.158 (-0.081) -0.277 (-0.118)
(-0.218)
- 0.30 I (-0.239) -0.296 (-0.255) -0.122 ( - 0.065)
BIBLIOGRAPHIE R. Q. Alcohol abuse. I. Smith C. J. and Hanham Geographical perspectives. Resource Publications in Geography, Association of American Geographers, Washington, DC., 1982. backgrounds of alcoholism. 2. Ullman A. D. Sociocultural Ann. Am. Acod. Polit. Sot. Sci. 135, 43-54, 1958. 3. Ward J. S. and McGlashan N. D. Scale and understanding: alcoholism in Australia. In Population (II Microscale (Edited by Kosinski L. A. and Webb J. W.), pp. 93-104. New Zealand Geographical Society and the Population Commission of the International Geographical Union, Hamilton, New Zealand, 1976. 4. Smith R. M. Skid rows: an overview for geographers. J. Geogr. 78, 7-12, 1979. N. D. The social correlation of alcohol 5. McGlashan related mortality in Tasmania, 1971-1980. Sot. Sci. Med. 14D, 191-203, 1980. Picheral M. Alcoholism and a nation’s health. Geogr. .Mag. 4, 22&226, 1982. Jellinek E. M. Rates of alcoholism in the United States of America. Q. Jl Srud. Ale. 8, l-42, 1952. Coakley J. F. er al. Estimates of state prevalence and prevalence rates for male and female alcoholics based on cirrhosis mortality using the Jellinek formula. NIAAA Alcohol Epidemiologic data system, Working Paper 2, 1978. 9. Ledermann S. Alcool, alcoolisme, alcoolisation. Don&es scientifiques de caractere physiologique. economique et social. lnstitut National d’Etudes Demographiques, Travaux et Documents. cahier no 29. Presses Universitaires de France, 1956. IO. De Lint J. and Schmidt W. The distribution of alcohol
ALC -0.305 (-0.239)
13.
14.
15.
16.
17.
18.
19.
20.
21.
22.
23.
I’oesophage en fonction des niveaux de consommation d’alcool et de tabac. Bull. Cancer 64, 45-60, 1977. Hammond E. C. and Horn D. Smoking and death rates. Report on 44 months of follow-up of 187. 783 men. J. Am. med. Ass. 116, 1159-1172, 1294-1308. 1958. Dorn H. F. Tobacco consumption and mortality from cancer and other diseases. Publ. Hlrh Rep. 74, 581-593, 1959. Schwartz P., Lellouch J., Flammant R. et Denoix P. F. Alcohol et cancer. Risultats d’une enquete retrospective. Rev. Fr. clin Biol. 7. 59&604. 1962. Wynder E. L. and Bross I. J. A study of the etiological factors in cancer of the oesophagus cancer. Cancer (Philad.) 14, 389413, 1961. Schwartz D., Flammant R., Lellouch J. and Denoix P. F. Results of a French survey on the role of tobacco, particularly inhalation in different cancer sites. J. nom. Cancer Inst. 26, 1085-l 108, 1961. Williams R. W. and Horn J. W. Association of cancer sites with tobacco and alcohol consumption and socioeconomic status of patients: interview study from the third national cancer survey. J. nam. Insr. Cancer 58, 525-547, 1977. Ghadirian P. An epidemiological study of oesophageal cancer with particular reference to northern Iran. Ph.D. thesis, London University. Institute of Cancer Research, Sutton, Surrey, 1982. Sulkunen P. Drinking patterns and the level of alcohol consumption: an international overview. In Research Advances in Alcohol and Drug Problems (Edited by Gibbons R. J. et a(.), Vol. 3. Wiley. New York. 1976. Chilvers C., Fraser P. et Biral V. Alcohol and oesophageal cancer: an assessment of the evidence from routinely collected data. J. Epid. Community Hlrh 33, 127-133, 1979. Pampalon R. La gPographie de la sanrP au Quebec. 3 volumes roneotypes, Service des etudes epidemiologiques, Minis&e de la Sante. Quebec, 1980. Breslow N. E. and Day N. E. Statistical Merhods in
613
J. P. THOUEZ et P. GHADIRIAS
Cancer Research Vol. I-The Analysis of Case-Conwol Studies. International Agency for Research on Cancer, IARC publication No. 32. Lyon, I980. 24. Theil M. Economics and Information Theory. NorthHolland, Amsterdam, 1967. 25. Cleek R. K. Cancers and the environment: the effect of scale. Sot. Sci. Med. 13D, Z-II-147. 1979. 16. Bednaz R. and Ralston B. The importance of scale in
measuring the secondary effects in regression analysis. Pro/. Geogr. 34, 12U3l. 1982. 27. Layne 5. Consommation d‘alcool: tendances recentes. Educ. Sanir. 23, 3. 1983. 28. Ghadirian P. and Thouez J. P. Alcohol. tobacco and oesophageal cancer: an international comparison-II. International Congress on Drugs and Alcohol, Tel Aviv. 1983.
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(‘
02'7-Yj36 56 53 MI 20.00 IYY6 Perqamon PressLtd
RELATIONS GEOGRAPHIQUES ENTRE LA MORTALITE PAR CANCER DE L’OESOPHAGE, LA CIRRHOSE DU FOIE, L’ALCOOL ET LE TABAC: LE CAS DE LA PROVINCE DE QUEBEC J. P. THOUEZ' et P. GHADWA$ ‘Dt-partement
de gtographie, Universiti de Montrtal et ‘Institut du Cancer Centre hospitalier Notre-Dame, Montrkal, Canada
de Montrtal.
Resume-Cette Ctude Porte sur les relations geographiques entre la consommation d’alcool per capita, le tabagisme, la mortalite par cirrhose du foie et le cancer de I’oesophage chez les individus de I5 ans et plus de la province de Qukbec. La ripartition gkographique de ces variables est commentee dans un premier temps, leurs relations sont analyskes $ l’aide des mbthodes de corrClation et de regression dans un second temps. Finalement, nous avons retenu la technique de la rizgression logistique (logit regression) pour mesurer les effets conjoints de I’alcool et du tabac. Les rtsultats indiquent que la consommation d’alcool total est ittroitement reiike g la mortal&5 par cirrhose du foie par contre. aucune relation significative n’a 63 mise 1 jour avec la mortalitt par cancer de l’oesophage. Ces commentaires peuvent Stre ttendus B la consommation de vin et de spiritueux. Abstract-This study concerns the geographical relationships between alcohol consumption per capita; smoking and death from cirrhosis of the liver and cancer of the oesophagus in persons of I5 years old and over in Quebec. First. the geographical distribution of variables is analysed. Secondly, we have used methods of correlation and regression in order to evaluate their relation to each other. In the latest case we have chosen the logistic regression model to investigate the simultaneous effects of alcohol and tobacco. The results show that alcohol consumption is closely related to mortality from cirrhosis of the liver. Moreover, there was no significant relation found between total alcohol consumption and oesophageal cancer. These findings can be applied to cases of consumption of wine and spirits.
INTRODUCTION
et Hanham [l] sur le fait que l’ktude de I’alcoolisme et des maladies qui lui sent relites peut Otre effectuie g I’aide de concepts gtographiques, il peut apparaitre paradoxal de constater que peu de gkographes, g l’exception des travaux de Ullman [2], de Ward et al. [3], de Smith [4], de McGlashan [5] et de Picheral [6] se sont penchbs sur ce theme de recherche. 11 est vrai que ce dernier prCsente plusieurs difficult&s conceptuelles et methodologiques que nous risumerons brikvement cidessous. Ce rappel nous a sembli nicessaire pour comprendre les relations complexes entre la consommation d’alcool et les probltmes de santC qui lui sont relies. On peut d&limiter les regions de consommations d’alcool g I’aide de donnCes sur la consommation moyenne par habitant ou celle des 15 ans et plus de sexe masculin ou g l’aide d’infotmations sur les dipenses de consommation par m&age ou membres du menage. Ces statistiques ne sont pas toujours disponibles et lorsqu’elles existent, I’analyse comparee entre pays est souvent rendue difficile i cause des diffkrences nationales ‘dans les types de consommation, les contenus en alcool, les niveaux de taxation, I’importance de la fabrication ou de la consommation familiale clandestine et de la consommation hors mknage, les comparaisons les plus rialistes peuvent itre ktablies pour les pays oti la plus grande partie de la production et de la distribution est rirgie par I’Etat, cas des pays occidentaux. Si I’on s’accorde
avec
Smith
611
Si l’on cherche g &valuer la consommation d’alcool dans le temps, on peut se reporter B I’une ou I’autre des informations suivantes: consommation d’alcool la semaine pass&e, consommation d’alcool dans les demitres vingt-quatre heures, dernier lieu oti l’alcool a ttt consomm& Pour les obtenir, il faut proctder par ichantillonnage. Aux difficult& gCnerales que l’on rencontre dans la collecte de donnCes rCtrospectives s’ajoutent celles propres B I’ktude de I’alcoolisme. La coop&ration des individus retenus dans I’&chantillon est souvent difficile d obtenir d’oti la necessitk de se reporter aux cas ‘visibles’ trait& dans les unites de soins ou de faire appei aux sources indirectes d’informations par le biais de personnes en contact avec I’alcoolique. Par contre, si I’on veut estimer la prevalence de I’alcoolisme et celle des problimes de Sante qui lui sont associis, on peut utiliser des mCthodes indirectes. Jellinek [7] part exemple, calcule le nombre potentiel d’alcooliques g l’aide d’une formule qui tient compte de la relation constante entre I’alcoolisme chronique et la cirrhose du foie. Celle-ci peut ttre reprisentke g I’aide de I’equation: A = PD/K, oli A est le nombre total d’alcooliques dans une population pour une annte donnte, PD est le nombre de personnes d&dies par cirrhose du foie pour une annCe donnee multipliie part le pourcentage de d&s part cirrhose du foie dus & l’alcoolisme (62,8% chez les hommes; 21,6% chez les femmes, bases sur la 6e revision-1948- de la CIM). La valeur K calc&e par l’auteur, exprime le pourcentage de
J. P. THOLEZ et P. GHADIRIAS
612 tous les alcooliques qui midkales et qui meurent
so&rent de complications du cirrhose du foie. Cette
valeur est pr&.umie constante et serait kgale pour une annee don&e i 0,69% [S]. Une approche alternative d&elopp&e par Ledermann [9] consiste i retenir le niveau moyen de consommation d’alcool comme un indicateur du nombre de personnes qui boivent beaucoup ou de la morbiditk (ou de la mortalitt) relite g I’alcool, par exemple: le taux de mortalit par cirrhose du foie est Ctroitement associe au niveau moyen de consommation d’alcool. Ledermann [9] a montri a I’aide de dondes sur la consommation d’alcool dans plusieurs pays occidentaux que la relation entre le pourcentage de buveurs et le volume moyen d’alcool consommk par jour Ctait log-normale. Ce rksultat fut confirrnt par plusieurs chercheurs dont De Lint et Schmidt [IO] pour I’Ontario. Selon eux, la courbe de la consommation comme celle des achats est lognormale. Ainsi, si I’on connait le nombre de buveurs mod&s dans la population, on peut estimer la proportion des cas pathologiques. Edwards et Grant [I I] prCsentent une synthkse des critiques et des interpritations du modile de Ledermann. Si I’association etroite entre le niveau moyen de consommation d’alcool et la mortalitC par cirrhose du foie a largement et6 mise en tvidence, il n’en est pas de mZme pour d’autres problPmes de santk qui semblent IiCs i la consommation d’alcool: cas du cancer de I’oesophage, par exemple. L’ltude rt‘trospective de Tuyns ef al. [12] pour le dkpartement de I’Ille et Vilaine en France demontrait que pour chaque niveau d’alcool d’une part, et de tabac d’autre part, les risques relatifs augmentaient d’une maniire liniaire, c’est-i-dire que le logarithme du risque est proportionnel au niveau de consommation. La tendance est plus nette pour I’alcool que pour le tabac. L’association avec le tabac a &t&montree par plus-
Type de consommation principale selon les pays
24 8 & -
l
B&e.
n
ltalie
A Spiritueux
4
Mpublique l Allemande
t 16 s 1
2 12 03
-
Federale
lTchdcoslovaquie
E g
0 Australie
NouvelleZf5lan.d
.Autriche *Danemark - Grandel Canada Bretage Pays- AS&de 6Was Irlsde AJawn A Finlande -
Mortalit Fig.
m
1
s lo ‘;
g : %
France
l Vin
m-20
E t
ieurs enquPtes prospectives dont celles de Hammond et Horn [I31 et de Dorn [ 13). IIs avaient notC un ewes de risque du cancer de I’oesophage parmi les fumeurs mais ils soulignaient que souvent les consommations d’alcool et de tabac sont associies. Par ailleurs, Schwartz er al. [l 51 devaient clairement montre que dans le cas du cancer de I’oesophage le rhle de I’alcool subsistait apris ajustement pour le tabac. Chacun des deus facteurs entraine un risque qui lui est propre comme I’avaient &abli Wynder et Bross [16], Schwartz [I 5, 171. Williams et Horn [l8]. Cependant, les r&hats de I’itude de Tuyns et al. [12] suggerent que les risques propres g I’alcool et au tabac se multiplient. L’analyse comparCe des rlsultats des cnquites &pidCmiologiques menies B travers le monde indique que la consommation d’alcool et de tabac. surtout si elle est tlevbe, peut etre un facteur de risque pour le cancer de I’oesophage [l9]. Dans terrains pays, le contexte social et culture1 ne sautrait Otre sous-estimk. Pour illustrer cet argument, nous avons mis en relation la consommation moyenne d’alcool par habitant et la mortalite par cirrhose du foie (Fig. I). La corrClation positive est apparente d’apr& le nuage de points. Les pays de forte consommation de vin sont aussi ceux qui prksentent les taux de monalit& les plus ilev&. Nous avons repris les mPmes don&es de consommation en les associant cette fois au taux de mortalitk par cancer de I’oesophage (Fig. 2). Cette fois, la correlation apparait nulle. On notera le taux ilevC de mortalitt par cancer de I’oesophage du Japon alors que la consommation par capita d’alcool (principalement de spiritueux) est voisine de celle de ia Norvtge ou de la Finlande. Si l’on admet avec Sulkunen [20] que les niveaux de consommation sont largement d.+termin& par les prtfirences zn boissons: les rbgions de production de vin sont aussi des
1. Consommation
d’alcool
lEtats-Unis
par cirrhos@ et mortalit
du fois (par
par cirrhose
de
100000
, 1965.1969
du foie pour quelques
NIAAA, 23. 1978.
, moyenne
f
pays. Source:
Adaptation
613
Relations geographiques entre la mortalitt par cancer France W
Type de consommation principale, selon ies pays
Italiem
5 ; 0
RCpublique FBderale Allemande’
.
n
Vin
l
Bihre
S 16 Australie 0
A Spiritueux
Autiche DanemarkEanzdf Suede A. Pays-&
Ctats-Unis 0 Grande-Bretagne rJapon A Finlande
A Norvege
0
o or0
(
1
1
20
u
40
.Taux slandardisbs
Pig. 2. Consommation
1
I
60
II
11
60
I
100
r:r
I
120
I
200
210
de morlalit~ pour le cancer de I’oesoohage
d’alcool et taux standardisks de mortalitb par cancer de l’oesophage. Source: NIAAA, 23, 1978 et Chilvers et al., 31131, 1979.
rkgions de forte consommation. Le cas du Japon comme celui d’autres pays [21] montre que d’autres facteurs de risque peuvent intervenir. Dans cette etude, nous essaierons, par le biais des mtthodes de correlation et de regression, de dtgager les associations significatives entre les types de consommation d’alcool: vin et spiritueux, d’une part et bike, d’autre part et la mortalite par cancer de l’oesophage. Nous avons aussi retenu la mortalite par cirrhose du foie a cause de son association statistique avec la consommation d’alcool. Le modele sera applique a la province de Quebec. DONNl%S ET Xll?l-HODES
La consommation d’alcool a fait I’objet d’enquites nationales sporadiques mais celles-ci ne permettent pas de degager des donnees dbagregees selon les regions. Par consequent, nous avons retenu les statistiques de Pampalon [22] tlabories a partir des donn&es sur les ventes globales realisees par la Societt des Alcools du Quebec et par les membres de I’Association des Brasseurs de la province. Quant a la consommation de tabac, elle a Cte calculee 9 I’aide de donnees dune enquete effect&e par la compagnie ‘Imperial Tobacco Ltte’. Les statistiques sur la consommation d’alcool absolue (en litres) sont foumies par division de recensement et celle sur la consommation de tabac par regions socioeconomiques. Faute de mieux, nous avons don& une consommation identique a chacune des divisions de recensement inscrite a l’intirieur d’une region sociokonomique. Les indices comparatifs de mortalite (ICM) pour le cancer de I’oesophage d’une part, et la cirrhose du foie d’autre par, ont ete calcules a I’aide des donnees de la mortaliti par cause de Statistique Canada et de la population pour les deux sexes, par groupes
quinquennaux en prenant comme population de reference la population du Quebec en 1976. Les methodes de correlation et de regression selon les d&marches de Breslow et Day [23] ont ite retenues pour analyser les relations entre les taux de mortalitt par cause et les variables independantes. RkSULTATS
Pour le Canada, le taux normalise de mortalite par cirrhose du foie (CIM 571) etait de 13,2 chez les hommes pour la pkiode 19661976 et pour le cancer de l’oesophage (CIM 150) de 3,2 chez les hommes pour la periode 1962-1973. Les taux masculins sont, dans les deux cas, deux fois plus ileves que les taux feminins. Les taux pour la province de Quebec sont superieurs a la moyenne canadienne mais la difference n’est pas significative. La carte 1 presente la distribution geographique de la consommation d’alcool absolu per capita. Les divisions de recensement (D.R) p&ipheriques: Cote Nord (14,76), Bas-St-Laurent-Gaspksie (13,19), Nord-Ouest (13,96) et Outaouais (13,57) ont les plus fortes consommations par habitant. On peut adjoindre B ce groupe les D.R de la region Nord-Ouest de Montreal: Terrebonne, Deux-Montagnes et Vaudreuil. La repartition geographique de la mortalite par cirrhose du foie, pour les deux sexes, pour la p&ode 1974-1978 semble se concentrer dans les D.R a caractire urbain: Ile de Montreal, Quebec, Levis, Hull et St-Maurice (carte 2). On notera que les D.R ptriphiriques de forte consommation ont des indices de mortaliti peu ileves pour cette cause et la difference entre les taux calcules et les taux observes est significative. Pour le cancer de l’oesophage, les ICM les plus eleves se situent dans les regions rurales, isolies (carte
61-i
J. P. THOUEZet P. GHAD~RIAN I
74.
I
/
70’
66’
1 12.76 -14.77
I
L Carte I. Consommation d’alcool par divisions de recensement, 1978. Source: Pampalon consommation d’alcool au Quibec en 1978 par divisions de recenssment.
3). Une certaine prudence s’impose pour interpkter ces variations car le nombre de personnes d&Cd&es pour cette cause est faible. Le coefficient de corrklation de Pearson a t&2 calculk entre les con&es de mortaliti. la con-
sommation totale d’aicool (ALC), de la b&e, d’une part (AL&) et du vin et spiritueux, d’autre part (ALC,) et I’usage des cigarettes (TAB) pour chacune des 75 D.R (la D.R du Nouveau Quibec n’a pas kt6
R. (1980)
inclue faute de don&es de mortalite). Les relations entre la mortalitl par cirrhose du foie et les donntes de consommation d’alcool et de tabac sent positives mais non significatives (pour N = 75 la valeur de Z doit Etre 0.288 pour P < 0.5et 0.371 pour P c 0.1). Par contre, les corklations entre la mortalitt’ par cancer de I’oesophage et les don&es de consommation d’alcool et de tabac sont nigatives et non significatives (Tableau 1).
H
0.69 -0.94
aTIll
0.95 - 1.06
m
1.23 - 1.74 .
Pr 0.05
Carte 2. Mortalitk par cirrhose du foie par division de recensement (hommes et femmes, 19711978) Source: Service des itudes kpidkmiologiques. Ministtre des affaires sociales du Quebec, 1951.
Relations
gtographiques
entre la mortalit-
?
par cancer
INDICE
615
COMPARATIF
DE
MORTALIT
Carte
3. iblortalitk
par
cancer
de l’oesophage par divisions 196&1976).
A ce stade, il y a lieu de preciser la forme des variables dependantes et des variables explicatives. Premierement, selon Breslow et Day [23] au lieu d’utiliser la methode de standardisation directe (population de reference), il est preferable de prendre le taux d’incidence cumule en additionnant le taux d’incidence annuel selon le sexe et le groupe d’lge pour la periode considerie. Si les taux splcifiques d’incidence ne sont pas disponibles, on peut multiplier le taux d’incidence pour le groupe d’age considere i (1,) par I’intervalle I,: A($) = i /j.(t,). ,=I Lorsque la maladie est rare ou la ptriode d’observation est courte, le taux d’incidence cumule ou le taux de mortalite est petit, la probabilite d’apparition de la maladie peut etre assimilee au taux tumult d’incidence: P(r)=(r) On peut interpreter le taux d’incidence cumuk a I’aide des probabilites [24]. P(f) est le risque net ou la probabilite conditionnelle qu’un individu aura la maladie observie entre la p&ode 0 et f. La formulation mathtmatique que I’on peut utiliser dans ce cas
Tableau
I. CorrClations
(hommes
est celle de la regression
logistique
oil u, B,, . . . , B, sont les parametres X, des variables explicatives.
et femmes,
(logit regression):
a estimer,
Tabac (TAB) Alcool (ALC) Vin et spititueun (AL&) Bike (AL&) Cirrhose du foie (mt) Cancer de I’oesophage (mt)
0.218 0. I23 -0.423 0.2i8 -0.098
X,,. . .,
Deuxiemement, il y a lieu de prkiser la forme des variables explicatives. Nous avons vu que les variables consommation totale d’alcool (ALC), de vin et spiritueux (ALC,) et de bike (ALCs) sont des variables continues par contre, la variable usage de tabac peut etre assimilee a une variable discrete. On peut utiliser la for-me lintaire ou transformer les variables du modele. Par exemple, on peut considtrer la relation logarithmique: log R(x) = r + /3 log (x) qui signifie que le risque lui-m6me est proportionnel a la puissance de la dose, xB, relation que I’on trouve frequemment dans les etudes sur les dtres humains ou les animaux [23]. Le Tableau 2 presente les rtsultats pour la mortalite par cirrhose du foie. Dans le modele I. les variables alcool (ALC) et tabac (TAB) sont lineaires, la valeur des coefficients de regression est similaire mais celle des coefficients standard& (8) qui figure entre parentheses montre que le risque dd a l’alcool est plus important que celui qui decoule de I’usage du
entre la consommation d‘alcool, I‘usage du tabac, la mortalit& par cancer de I’oesopbage et la mortalitC par cirrhose du foie.
I I. 2. 3. 4. 5. 6.
de recensement
2 0.743 0.80 I 0.209 -0.208
3
0.195 0.237 -0.256
4
0.160 -0.075
5
-0.256
6
-
616
J. P. Tableau
2. Anal~se
de r&&on
Sombre
Mod&
LOGIT
de parametres
dcs variables
.ALC
TAB
Log .ALC
0.781 (0.29)
0.767 (0 03) 0.774 (0.05)
0.118 (0.10)
2
3.29’
2
2
3.33.
3
_)
3.25.
4
,
6.50”
5
3
3.26’
6
3
2.72’
de r+ession
pour chaque
de risque: analyse de la mortallrt
F
I
Coefficients
THOUEZ et P. GHADIRIAS
variable
0.760 (0.29)
0.1 I4 (0.10) 0.748 (0.29) 0.422 (1.95)
0.139 (0.63)
(coefficients
standardis&
tabac. Dans le modele 2, la consommation d’alcool est exprimee en logarithme. A cause de la diminution du maximum de vraisemblance, il ne semble pas approprit d’utiliser la transformation en logarithme pour I’alcool. D’un autre cot& on ameliore le modtle si on exprime I’effet du tabac de cette maniere (modele 3). On notera que I’expression du tabac sous forme quadratique (ou lineaire) est moins interessante que la transformation en logarithme (modele 5). En resume, les changements dans le risque du cirrhose du foie sont associes avec un accroissement des consommations d’alcool (ALC) et de tabac (log TAB). Le Tableau 3 presente une serie de modeles integrant la consommation totale d’alcool (ALC) et les consommations separees de vin et spiritueux (ALC,) et de bike (AL&). Nous avons deja souligni que les correlations entre TAB et la consommation d’alcool et ses composantes etaient faibles. II en Ctait de meme des associations entre ALCv et AL&. I1 semble que ceux qui consomment du vin et spiritueux font usage du tabac par contre, ce n’est pas le cas pour les buveurs de bike. L’effet du tabac peut etre confondu avec celui de la consommation de vin et spiritueux. Le modele I est similaire au modele 3 du Tableau 2. Le modele 2 montre que la consommation de vin et spiritueux a un effet independant sur le risque de mortalite par cirrhose du foie. Par ailleurs, le coefficient pour la consommation de bike est negative. On notera que la valeur des trois coefficients pour ALC, est inferieure a celle de la consommation totale d’alcool (ALC: 0.762). II se peut que d’autres boissons comme le cidre peuvent expliquer cette difference. Nous avons rep& cette demarche pour la mortalite par cancer de l’oesophage. Les differents modiles
par cirrhose du fox.
Log T.-\B
ALC-
0.762 (0.09) 0.769 (0.09) -0.305 ( - 0.04) 0.715 (0.07)
enue
(-
-0.183 1.92)
parentheses)
pour cette cause de mortalite ne sont pas significatifs selon le test de F. Le Tableau 4 montre que les associations entre cette cause et l’usaee du tabac, la consommation totale d’alcool sont nigatives. La transformation quadratique de I’alcool (modele 6) tend a ameliorer l’explication statistique du modPie. Les conclusions que Ton peut tirer du Tableau 5 sont similaires a celles que Ton a prisentees pour le tableau precedent. On notera que les valeurs des trois coefficients pour ALC, sont proches de la valeur du coefficient pour la consommation totale d’alcool (-0.305). En conclusion, le role de I’alcool et. en particulier du vin, et des spiritueux, semble avoir un effet sur la mortalite par cirrhose du foie. Cependant, il apparait difficile de tirer des conclusions fermes a cause des valeurs Clevees des erreurs-types des coefficients de regression. Part contre, les resultats ne sont pas concluants pour le cancer de I’oesophage. L’echelle differente: donnles individuelles dans I’etude de Breslow et Day [23] et agregees dans cette etude expliquent les resultats divergents entre ces deux etudes [25, 261. Les resultats d’une analyse statistique des tendances rtcentes observees dans le taux de consommation d’alcool au Canada, montrent une augmentation draconnienne de la consommation de vins et de spiritueux au tours de la p&ode 1970-1980 [27]. II se peut que les effets de cette consommation se fassent sentir dans les prochaines an&es sur I’incidence de la cirrhose du foie (et du cancer du foie). Par contre, dans le cas de la mortalite par cancer de I’oesophage, d’autres etudes devraient itre men&es car I’analyse comparee de differents travaux a travers le monde ne permet pas de tirer des conclusions definitives [28].
Tableau 3. Analyse de rkgression LOGIT des variables de risque: mortalitk par cirrhose du foie. Qtkbec. Coefficients de rigression pour chaque variable (coefficients standardises entre parentheses) F
Los TAB
ALC
I
2
3.25’
2
2
3.40.
0.760 (0.295)
3
2
3.61*
4
2
4.27.
5
I
3.25.
0.762 (0.093) 0.512 (0.097) 0.628 (0.041) 0.698 (0.069)
6
I
4.24”
Mod&
Nombre
de uarametres
Qu&c TAB’
ALC,
ALC,
0.588 (0.194)
-0.515 (-0.162) -0.336 (-0.106)
0.548 (0.194) -0.655 (-0.206) 0.548 (0.194)
Relations
geographiques
entre la mortalite
617
par cancer
Tableau 3. Analyse de r&ession LOGIT des variables de risque: morralite par cancer de I‘oesophage. Qukbec. Coeficients de rig&on pour chaque variable (coefficients standardk entre parenthkes) Modile
Nombre de paramttres
F
I
2
2.70
2
2
2.65
3
2
2.63
4
2
2.79
5
3
2.19
6
3
2.13
ALC
T;\B
-0.303 (-0.237)
-276 (-0.179) -0 272 (-0.177)
Log ALC
Log TAB
ALCZ
TAB‘
-0.333 (-0.234) -0.242
-0.253 (-0.198) -0.335 (-0.235)
(-0.148) -0.357 (-0.157) 0.113 (0.152)
-0.260 (0.169)
-0.290 (-0.2’7) -0.297 (-0.232)
-0.309 (-0.415)
0.400 (0.535)
Tableau 5. Analyse de r&&on LOGIT des variables de risque: mortalitt par cancer de I’oesophage. Q&=x. Coetliclents de rkgression pour chaque variable (coefficients standardisis entre parenthkes) Nombre de narametres
F
I
2
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1.90
Log TAB -0.291 (-0.190) -0.229 (-0.149) -0.306 (-0.199) -0.172 (-O.lI2)
consumption in Ontario. Q. JI Stud. Ale. 29, 968, 1968. G. and Grant M. (Eds) Alcoholism: .Vt% II. Edwards Knowledge and New Responses. Croom Helm. London. 1977. 12. Tuyns A. J.. Pequinot G. et Jensen 0. M. Le cancer de
ALC,
ALC,
-0.297
-0.158 (-0.081) -0.277 (-0.118)
(-0.218)
- 0.30 I (-0.239) -0.296 (-0.255) -0.122 ( - 0.065)
BIBLIOGRAPHIE R. Q. Alcohol abuse. I. Smith C. J. and Hanham Geographical perspectives. Resource Publications in Geography, Association of American Geographers, Washington, DC., 1982. backgrounds of alcoholism. 2. Ullman A. D. Sociocultural Ann. Am. Acod. Polit. Sot. Sci. 135, 43-54, 1958. 3. Ward J. S. and McGlashan N. D. Scale and understanding: alcoholism in Australia. In Population (II Microscale (Edited by Kosinski L. A. and Webb J. W.), pp. 93-104. New Zealand Geographical Society and the Population Commission of the International Geographical Union, Hamilton, New Zealand, 1976. 4. Smith R. M. Skid rows: an overview for geographers. J. Geogr. 78, 7-12, 1979. N. D. The social correlation of alcohol 5. McGlashan related mortality in Tasmania, 1971-1980. Sot. Sci. Med. 14D, 191-203, 1980. Picheral M. Alcoholism and a nation’s health. Geogr. .Mag. 4, 22&226, 1982. Jellinek E. M. Rates of alcoholism in the United States of America. Q. Jl Srud. Ale. 8, l-42, 1952. Coakley J. F. er al. Estimates of state prevalence and prevalence rates for male and female alcoholics based on cirrhosis mortality using the Jellinek formula. NIAAA Alcohol Epidemiologic data system, Working Paper 2, 1978. 9. Ledermann S. Alcool, alcoolisme, alcoolisation. Don&es scientifiques de caractere physiologique. economique et social. lnstitut National d’Etudes Demographiques, Travaux et Documents. cahier no 29. Presses Universitaires de France, 1956. IO. De Lint J. and Schmidt W. The distribution of alcohol
ALC -0.305 (-0.239)
13.
14.
15.
16.
17.
18.
19.
20.
21.
22.
23.
I’oesophage en fonction des niveaux de consommation d’alcool et de tabac. Bull. Cancer 64, 45-60, 1977. Hammond E. C. and Horn D. Smoking and death rates. Report on 44 months of follow-up of 187. 783 men. J. Am. med. Ass. 116, 1159-1172, 1294-1308. 1958. Dorn H. F. Tobacco consumption and mortality from cancer and other diseases. Publ. Hlrh Rep. 74, 581-593, 1959. Schwartz P., Lellouch J., Flammant R. et Denoix P. F. Alcohol et cancer. Risultats d’une enquete retrospective. Rev. Fr. clin Biol. 7. 59&604. 1962. Wynder E. L. and Bross I. J. A study of the etiological factors in cancer of the oesophagus cancer. Cancer (Philad.) 14, 389413, 1961. Schwartz D., Flammant R., Lellouch J. and Denoix P. F. Results of a French survey on the role of tobacco, particularly inhalation in different cancer sites. J. nom. Cancer Inst. 26, 1085-l 108, 1961. Williams R. W. and Horn J. W. Association of cancer sites with tobacco and alcohol consumption and socioeconomic status of patients: interview study from the third national cancer survey. J. nam. Insr. Cancer 58, 525-547, 1977. Ghadirian P. An epidemiological study of oesophageal cancer with particular reference to northern Iran. Ph.D. thesis, London University. Institute of Cancer Research, Sutton, Surrey, 1982. Sulkunen P. Drinking patterns and the level of alcohol consumption: an international overview. In Research Advances in Alcohol and Drug Problems (Edited by Gibbons R. J. et a(.), Vol. 3. Wiley. New York. 1976. Chilvers C., Fraser P. et Biral V. Alcohol and oesophageal cancer: an assessment of the evidence from routinely collected data. J. Epid. Community Hlrh 33, 127-133, 1979. Pampalon R. La gPographie de la sanrP au Quebec. 3 volumes roneotypes, Service des etudes epidemiologiques, Minis&e de la Sante. Quebec, 1980. Breslow N. E. and Day N. E. Statistical Merhods in
613
J. P. THOUEZ et P. GHADIRIAS
Cancer Research Vol. I-The Analysis of Case-Conwol Studies. International Agency for Research on Cancer, IARC publication No. 32. Lyon, I980. 24. Theil M. Economics and Information Theory. NorthHolland, Amsterdam, 1967. 25. Cleek R. K. Cancers and the environment: the effect of scale. Sot. Sci. Med. 13D, Z-II-147. 1979. 16. Bednaz R. and Ralston B. The importance of scale in
measuring the secondary effects in regression analysis. Pro/. Geogr. 34, 12U3l. 1982. 27. Layne 5. Consommation d‘alcool: tendances recentes. Educ. Sanir. 23, 3. 1983. 28. Ghadirian P. and Thouez J. P. Alcohol. tobacco and oesophageal cancer: an international comparison-II. International Congress on Drugs and Alcohol, Tel Aviv. 1983.