I

I
i
Université de Sherbrooke
Prévalence et incidence de la douleur lombaire récurrente au Québec :
Une perspective administrative
Par
Nicolas Beaudet
Programmes de Sciences Cliniques
Thèse présentée à la Faculté de médecine et des sciences de la santé
en vue de l’obtention du grade de philosophiae doctor (Ph.D.)
en Sciences Cliniques
Sherbrooke, Québec, Canada
Octobre, 2013
Membres du jury d’évaluation
Pr Alain Vanasse, Département de médecine de famille et de médecine d’urgence
Pr Philippe Sarret, Département de physiologie et biophysique
Pre Patricia Bourgault, École des sciences infirmières
Pr Clermont E. Dionne, Département de Réadaptation, Faculté de Médecine, Université
Laval
Pre Anaïs Lacasse, Unité d'enseignement et de recherche en sciences de la santé, Université
du Québec en Abitibi-Témiscamingue
© Nicolas Beaudet, 2013
ii
RÉSUMÉ
Prévalence et incidence de la douleur lombaire récurrente au Québec :
Une perspective administrative
Par
Nicolas Beaudet
Programmes de Sciences Cliniques
Thèse présentée à la Faculté de médecine et des sciences de la santé en vue de l’obtention
du diplôme de philosophiae doctor (Ph.D.) en Sciences Cliniques, Faculté de médecine et
des sciences de la santé, Université de Sherbrooke, Sherbrooke, Québec, Canada, J1H 5N4
La douleur lombaire (DL) est l’une des conditions musculosquelettiques les plus fréquentes
et couteuses au Canada. La prévalence annuelle de DL aigüe varierait de 19 % à 57 %, et
un patient sur quatre souffrirait de récurrence dans la même année. La présente étude vise
donc à produire une analyse descriptive de l’épidémiologie de la DL récurrente à l’échelle
de la population. Une nouvelle approche méthodologique est proposée afin d’optimiser
l’identification de vrais cas incidents de DL récurrente à partir d’une analyse secondaire de
données administratives. Puisque 10 % des patients ayant de la DL seraient responsables de
80 % des couts qui y sont associée, nous avons également déterminé la tendance séculaire
des couts d’interventions médicales des patients récurrents incidents entre 2003 et 2008.
En utilisant le fichier des services médicaux rémunérés à l’acte de la Régie de l’assurance
maladie du Québec, des cohortes prévalentes ont été construites à partir de 401 264 dossiers
de patients ayant consulté au moins trois fois pour de la DL entre 1999 et 2008. Onze ans
d’historique médical des 81 329 patients de la cohorte de 2007 ont ensuite été analysés afin
d’exclure les patients ayant eu des consultations antérieures de DL. Une valeur prédictive
positive et un coefficient de Kappa élevés ont permis d’identifier une clairance optimale
pour récupérer les cas véritablement incidents. Les couts de consultations ont ensuite été
calculés pour tous les patients incidents de 2003 à 2007 à partir des manuels de facturation.
Nous avons observé une prévalence annuelle de la DL récurrente de 1,64 % en 2000 chez
les hommes diminuant à 1,33 % en 2007. Cette baisse a majoritairement eu lieu dans le
groupe d’âge des 35-59 ans. Les femmes âgées (> 65 ans) étaient 1,4 fois plus à risque de
consulter un médecin de manière récurrente que les hommes du même âge. L’incidence
annuelle de la DL en 2007 était de 242 par 100 000 personnes. Les hommes de 18 à 34 ans
étaient 1,2 fois plus à risque que les femmes de développer un premier épisode récurrent et
les personnes âgées 1,9 fois plus à rique que les jeunes. L’incidence annuelle a diminué de
12 % entre 2003 et 2007 pendant que les couts totaux augmentaient de 1,4 %. La médiane
des couts était la plus élevée chez les femmes âgées et tendait à augmenter dans le temps.
Ces analyses secondaires suggèrent de s’intéresser particulièrement à la DL chez les
personnes très âgées, et de déterminer si la baisse de fréquence de consultations récurrentes
observée dans le temps est liée à une meilleure gestion de la DL ou à un problème
d’accessibilité. Les couts devraient faire l’objet d’un suivi continu pour limiter les hausses.
Mots clés : Douleur lombaire récurrente, lombalgie, données administratives, CIM-9,
épidémiologie, couts directs, analyse secondaire.
iii
SUMMARY
Prevalence and incidence of claims-based recurrent low back pain in Quebec:
An administrative perspective
By
Nicolas Beaudet
Clinical Sciences Program
Thesis presented at the Faculty of medicine and health sciences for the obtention of a
diploma of philosophiae doctor (Ph.D.) in Clinical Sciences, Faculty of medicine and health
sciences, Université de Sherbrooke, Sherbrooke, Québec, Canada, J1H 5N4
Low back pain (LBP) is one of the most frequent and costly musculoskeletal health
conditions in Canada. Annual prevalence was found to vary between 19 % and 57 % and
likely one out of four patients experience a LBP recurrence within one year. The body of
knowledge on the prevalence of recurrent LBP is still limited. This study sought to present
a descriptive analysis on the epidemiology of recurrent LBP in a medical population. A
new methodology is also proposed to identify true cases of incident recurrent LBP. Since
10 % of LBP patients have been reported to generate 80 % of the costs, we will sought to
determine the secular trend of medical costs for the incident cohorts of 2003 to 2008.
Using the Canadian province of Quebec medical administrative physicians’ claims
database, 401 264 prevalent claims-based recurrent LBP patients were identified between
1999 to 2008 for having consulted at least three times for LBP in a period of 365 days. The
medical history of 81 329 prevalent patients in 2007 was screened for a retrospective period
of 11 years. High positive predictive values and Kappa statistics were used to determine the
optimal clearance period for capturing true incidence cases among patients with no prior
encounters for LBP. Physicians’ claims manuals were then used to apply a price for every
intervention provided to LBP incident patients in their index year and follow-up years.
We observed a decrease from 1.64 % to 1.33 % in the LBP annual prevalence between
2000 and 2007 for men. This decrease was mostly observed between 35 and 59 years of
age. Older women (≥ 65 years) were 1.4 times more at risk to consult a physician for LBP
in a recurrent manner than older men. The annual incidence in 2007 of adult claims-based
recurrent LBP was 242 per 100 000 persons. Males of 18 to 34 years of age were found 1.2
times more at risk than their counterparts. Altogether, elderlies were 1.9 times more at risk
than young adults to consult in a recurrent manner for LBP. The annual incidence
decreased by 12 % between 2003 and 2007, while the direct costs increase by 1.4 %. The
median cost for consultations was highest for elder women and increasing in time.
These secondary analyses emphasize the importance to keep the watch on the elders in
regards to LBP, and to determine if the timely decrease in morbidity is related to
improvements in LBP management or to a medical accessibility issue. Also, costs will need
to be surveyed on a regular basis to limit the impact of future increases.
Keywords: Recurrent low back pain, administrative data, ICD-9, epidemiology, secondary
analysis, direct costs, medical resource utilization.
vi
À tous ceux qui m’ont épaulé dans ce retour aux études,
qui ont supporté mon hyperactivité et mes humeurs :
Aux amis toujours à l’écoute de mes délires,
À mes parents qui ont toujours encouragé leurs gars dans leurs projets de vie,
… et à toi ma chérie avec qui j’ai cheminé dans cette aventure.
vi
Rien ne sert de courir ; il faut partir à point.
Jean de la Fontaine
Fables, Livre VI
vii
TABLE DES MATIERES
Résumé .................................................................................................................................. ii
Summary .............................................................................................................................. iii
Table des matières .............................................................................................................. vii
Liste des figures .................................................................................................................... x
Liste des tableaux ................................................................................................................ xi
Liste des abréviations ......................................................................................................... xii
1. Problématique ................................................................................................................. 13
2. État des connaissances ................................................................................................... 16
2.1 Douleur lombaire : définitions. ............................................................................................ 16
2.1.1 Définitions cliniques ........................................................................................................ 17
2.1.2 Algorithmes d’analyse ..................................................................................................... 19
2.1.3 Définitions se rapportant à la gravité de la douleur lombaire .......................................... 23
2.1.3.1 Aigüe et subaigüe ..................................................................................................................... 24
2.1.3.2 Chronique ................................................................................................................................. 24
2.1.3.3 Récurrente ................................................................................................................................ 24
2.2 Épidémiologie de la douleur lombaire ................................................................................. 26
2.2.1 Prévalence de la douleur lombaire ................................................................................... 26
2.2.1.1 Notions de prévalence .............................................................................................................. 26
2.2.1.2 Survol de la littérature .............................................................................................................. 26
2.2.1.3 Les avantages d’étudier la prévalence de la douleur lombaire ................................................ 31
2.2.2 Incidence de la douleur lombaire ..................................................................................... 33
2.2.2.1 Notions d’incidence ................................................................................................................. 33
2.2.2.2 Survol de la littérature .............................................................................................................. 36
2.2.2.3 Les avantages d’étudier l’incidence de la douleur lombaire .................................................... 40
2.2.3 Résumé de la section épidémiologie ................................................................................ 41
2.3 L’utilisation des banques de données administratives en épidémiologie ......................... 42
2.3.1 Banques de données en santé ........................................................................................... 42
2.3.2 Provenance des données d’actes et de diagnostics consignées à la RAMQ .................... 43
2.3.3 Validité des banques de données administratives ............................................................ 48
2.3.4 Précisions sur les fichiers de la RAMQ ........................................................................... 50
2.3.5 Résumé de la section sur les banques administratives ..................................................... 54
2.4 Le cout sanitaire de la douleur lombaire ............................................................................ 56
2.4.1 L’importance de la question économique en santé .......................................................... 56
2.4.2 Les perspectives analytiques et les différentes catégories de couts ................................. 60
viii
2.4.2.1 Couts directs............................................................................................................................. 60
2.4.2.2 Couts indirects ......................................................................................................................... 60
2.4.2.3 Couts intangibles ...................................................................................................................... 61
2.4.3 Survol de la littérature ...................................................................................................... 61
2.4.4 Résumé de la section sur les couts de la douleur lombaire .............................................. 62
2.5 Synthèse de la recension des écrits....................................................................................... 64
2.6 Objectifs ................................................................................................................................. 64
2.6.1 Objectif principal ............................................................................................................. 64
2.6.2 Objectif secondaire .......................................................................................................... 64
2.7 Hypothèse ............................................................................................................................... 65
3. Méthodes additionnelles................................................................................................. 66
3.1 Méthodologie présentée dans les articles 1 et 2 .................................................................. 66
3.1.1 Extraction de la cohorte ayant servi à produire l’atlas québécois de douleur chronique . 66
3.1.2 Critères de sélection pour la création d’une sous-cohorte de douleur lombaire .............. 68
3.1.3 Construction des cohortes pour la détermination de la prévalence annuelle ................... 71
3.1.4 Construction des cohortes pour la détermination de l’incidence annuelle ...................... 73
3.2 Approche méthodologique pour l’étude de couts ............................................................... 74
3.2.1 Utilisation des cohortes incidentes pour la détermination des couts ............................... 75
3.1.2 Préparation des matrices de couts pour les années 2003 à 2007...................................... 75
3.1.3 Analyse sommaire des couts ............................................................................................ 77
4. Résultats .......................................................................................................................... 80
4.1 Présentation de l’article 1 portant principalement sur la prévalence de
consultations récurrentes pour de la douleur lombaire. .......................................................... 80
4.1.1 Avant-propos.................................................................................................................... 80
4.1.2 Résumé de l’article en français ........................................................................................ 81
4.1.3 Article sous format manuscrit .......................................................................................... 83
4.2 Présentation de l’article 2 portant principalement sur l’optimisation d’un
algorithme de sélection de patients incidents présentant une récurrence de
consultations pour de la douleur lombaire. ............................................................................ 105
4.2.1 Avant-propos.................................................................................................................. 105
4.2.2 Résumé de l’article en français ...................................................................................... 106
4.2.3 Article sous format manuscrit ........................................................................................ 108
ix
5. résultats additionnels: analyse partielle des couts directs ........................................ 130
5.1 Couts totaux et médians d’intervention auprès de patients incidents ............................ 130
5.2 Couts totaux et volume d’actes lors de l’année index et des années de suivi ................. 134
6. Discussion générale....................................................................................................... 137
6.1 Synthèse des précédentes sections ...................................................................................... 137
6.2 La morbidité de la douleur lombaire récurrente en déclin? ........................................... 140
6.3 Est-ce que vieillir rime avec une fréquence accrue de douleur lombaire? .................... 146
6.4 La douleur lombaire récurrente, un phénomène masculin ou féminin? ........................ 152
6.5 Doit-on optimiser la construction de cohortes incidentes de douleur lombaire? .......... 155
6.6 Une tendance de couts d’intervention en mal de diminution. ......................................... 160
6.7 Limites du projet de recherche .......................................................................................... 166
6.7.1 Biais de sélection ........................................................................................................... 167
6.7.2 Biais d’information ........................................................................................................ 170
6.7.3 Limites reliées à l’analyse des couts sanitaires de la douleur lombaire ......................... 174
6.8 Forces du projet de recherche ............................................................................................ 178
7. Perspectives et Conclusions ......................................................................................... 182
Remerciements.................................................................................................................. 186
Liste des références .......................................................................................................... 187
Annexe i. Autorisation du comité d’éthique de la recherche en santé sur
l’humain du chus .............................................................................................................. 197
205
Annexe ii. Autorisation de la Commission d’accès à l’information du Québec ......... 204
x
LISTE DES FIGURES
Figure 1. Schématisation anatomique de la douleur lombaire sur
représentation de Manikin._________________________________________________ 18
Figure 2. Définition minimale consensus pour décrire la douleur lombaire ___________ 19
Figure 3. Schématisation de la mesure de l’incidence de douleur lombaire. __________ 34
Figure 4. Provenance des données administratives ______________________________ 43
Figure 5. Bordereau de paiement de la RAMQ _________________________________ 44
Figure 6. Approche pour déterminer la validité des diagnostics dans une
source de données à l’étude ________________________________________________ 49
Figure 7. Comparaison de la validité de diverses banques administratives connues ____ 50
Figure 8. Dépenses en santé (secteurs privé et public) en fonction du produit
intérieur brut (PIB)au Canada de 1995 à 2012. ________________________________ 57
Figure 9. Efficience des systèmes de santé selon le Commonwealth Fund ____________ 59
Figure 10. Exemple de parcours idiosyncrasique d’un patient avec douleur lombaire __ 69
Figure 11. Différents scénarios d’inclusion d’un patient considéré prévalent pour
de la douleur lombaire récurrente. __________________________________________ 72
Figure 12. Distribution des couts de services médicaux de patients incidents pour
une récurrence de consultations pour de la douleur lombaire ____________________ 131
Figure 13. Couts totaux d’actes selon l’année de suivi des patients incidents en 2003 _ 134
Figure 14. Rappel de l’hypothèse et des objectifs ______________________________ 137
Figure 15. Résumé des principaux résultats __________________________________ 138
Figure 16. Prévalence brute de la douleur chronique dans la population Canadienne _ 141
Figure 17. Prévalence de la douleur chronique dans la population Canadienne, par âge147
Figure 18. Groupes de pays partageant des institutions similaires en matière
de système de santé. _____________________________________________________ 160
xi
LISTE DES TABLEAUX
Tableau 1. Description d’algorithmes de douleur au dos basés sur l’utilisation
de codes CIM-9 .................................................................................................................... 21
Tableau 2. Résumé des études portant sur la prévalence de la douleur chronique au
Canada ................................................................................................................................. 30
Tableau 3. Résumé d’études récentes portant sur l’incidence de la douleur lombaire ....... 39
Tableau 4. Pourcentage des adultes couverts par le régime d’assurance médicament
du Québec de 2000 à 2008. .................................................................................................. 47
Tableau 5. Taux d’ajustement pour comparer les données en dollars constants de 2007... 78
Tableau 6. Couts médians et totaux des patients incidents pour des consultations
récurrentes de douleur lombaire, en dollars de 2007. ....................................................... 132
Tableau 7. Couts totaux et médians des services médicaux ajustés en dollars de 2007,
par âge et sexe .................................................................................................................... 133
Tableau 8. Comparaison des couts totaux et du volume d’actes entre l’année index et
l’année de suivi de 2003 à 2007 ......................................................................................... 135
xii
LISTE DES ABRÉVIATIONS
APR-DRG
CA
CI
CIM-10
CIM-11
CIM-9
CSST
DC
DL
DME
Dx
ENSP
ESCC
EUR
G
ICIS
IMC
IRR
LBP
MAC
MEPS
MeSH
MSSS
N/D
NEISS
NHDR
NIRRU
NML
OCDE
OMS
PIB
RAMQ
USA
VAS
VPP
All-Patient-Refined-Diagnostic-RelatedGroup
Canadien
Intervalle de confiance
Classification internationale des maladies,
10e édition
Classification internationale des maladies,
11e édition
Classification internationale des maladies, 9e
édition
Commission de la sécurité et de la santé du
travail
Douleur chronique
Douleur lombaire
Dossier médical électronique
Diagnostic
Enquête nationale sur la santé de la
population
Enquête sur la santé dans les collectivités
canadiennes
Euros
Milliard
Institut canadien d’information sur la santé
Indice de masse corporelle
Incidence rate ratio
Low back pain
Médecine alternative et complémentaire
Medical Expenditure Panel Survey
Medical Subject Heading
Ministère de la santé et des services sociaux
Non disponible
National Electronic Injury Surveillance
System
National Hospital Discharge Registry
Niveau d’intensité relative des ressources
utilisées
National Library of Medicine
Organisation de coopération et de
développement économique
Organisation mondiale de la santé
Produit intérieur brut
Régie de l’assurance maladie du Québec
États-Unis
Visual analog scale
Valeur prédictive positive
1. PROBLÉMATIQUE1
La douleur lombaire est l’une des six conditions de santé les plus fréquentes dans
les pays développés (Berenguera et al., 2011). Plus spécifiquement, la douleur du plan
dorsal est depuis plus d’une décennie une des trois complications les plus rapportées parmi
les troubles musculosquelettiques dans les sociétés occidentales (Urwin et al., 1998;
Churcher et al., 2013), et il est attendu que la prévalence des complications
musculosquelettiques soit en hausse dans le futur (McBeth & Jones, 2007). La prévalence à
vie de la douleur lombaire se situerait autour de 39 % mondialement (Hoy et al., 2012). Le
pic de prévalence se situerait dans la fourchette de 35 à 55 ans dans les pays industrialisés
(van Tulder & Koes, 2006). Il s’agirait de la maladie musculosquelettique la plus présente
chez les moins de 65 ans, bien qu’il ait été rapporté que les personnes âgées seraient plus à
risque pour les cas graves de douleur lombaire et que cette population devrait être
particulièrement surveillée en raison de la population vieillissante dans les sociétés
occidentales (Dionne et al., 2006). Le fardeau socioéconomique de la douleur lombaire, en
terme de couts de santé et de pertes de productivité estimés par différentes équipes
internationales, surpasserait les maladies cardiovasculaires et pulmonaires (Maniadakis &
Gray, 2000). Baldwin soulevait qu'en 1994, au Canada, les atteintes musculosquelettiques
au niveau du dos comptaient à elles seules pour plus de huit milliards de dollars en couts
directs (santé) et indirects (perte de productivité) (Baldwin, 2004). La douleur lombaire
serait responsable d’une grande proportion des pensions d’invalidité (Bachmann et al.,
2009). Dans un contexte d’austérité et de dépenses de santé atteignant un niveau alarmant
au Canada (ICIS, 2012) et dans d’autres pays occidentaux (OCDE, 2011a), il importe
d’identifier les maladies chroniques qui contribuent davantage à drainer les ressources
économiques de manière à freiner l’hémorragie tout en maintenant une couverture de soins
de qualité (Patra et al., 2007). La douleur lombaire n’a jamais été considérée par les
gouvernements de divers pays comme un problème majeur car la dernière étude de la
charge mondiale de la morbidité en 1990 ne portait pas spécifiquement sur cette condition,
et le nombre d’études populationnelles de qualité permettant de recenser la douleur
lombaire étaient limité à cette époque (Hoy et al., 2010).
1"La
graphie rectifiée a été utilisée dans le présent ouvrage. Par exemple, vous ne retrouverez aucun accent
circonflexe sur les « i » et les « u » (e.g. couts directs). Le tréma est transféré sur le « u » au féminin (c.-à-d.
douleur aigüe)."
13
Au niveau des études publiées spécifiquement sur le sujet, la douleur lombaire a
généralement été qualifiée de non spécifique chez plus de 80 % des patients (Kent &
Keating, 2004) et aucune différence n’a été observée entre les hommes et les femmes
concernant la prévalence annuelle et à vie. Les facteurs de risque demeurent peu connus en
raison de l’absence de données d’incidence qui sont nécessaires pour établir le lien de
causalité (McBeth & Jones, 2007; Szklo & Nieto, 2007). La récupération suite à un épisode
de douleur lombaire aigüe se situerait à l’intérieur d’une période de six semaines (van
Tulder & Koes, 2006), cependant il a été rapporté que 40 % des individus continuaient
d’être incommodés au-delà de six mois, dont 14 % connaissaient une aggravation de leur
condition (Cassidy et al., 2005). Plusieurs études rapportent en effet qu’un épisode de
douleur lombaire aigüe conduirait à une récurrence d’épisodes de consultation et pourrait
être associé au phénomène de chronicisation (Wasiak et al., 2003; Kääriä et al., 2005;
Stanton et al., 2008). Sur une vie entière, une proportion importante d’individus souffrirait
de douleur lombaire récurrente. Il a été rapporté que un patient sur quatre était aux prises
avec une condition récurrente de douleur lombaire (Stanton et al., 2009). De plus,
approximativement 10 % présenteraient de la douleur lombaire chronique (Johannes et al.,
2010). Au Canada, la prévalence de la douleur chronique chez les adultes a été estimée à
18,5 % en 2007-2008, la douleur lombaire représentant la condition principale avec 22,3 %
des cas (Schopflocher et al., 2011). Qu’il s’agisse d’épisodes récurrents ou chroniques, ces
cas graves seraient responsables de la majorité des dépenses de santé de douleur lombaire
(Linton et al., 1998; Bachmann et al., 2009; Juniper et al., 2009).
Le but de la présente étude s’inscrivait donc dans ce contexte et visait à fournir le
portrait de la morbidité de la douleur lombaire dans une province canadienne de manière à
participer à l’effort de recherche international dans l’identification du fardeau réel de cette
condition de santé. En adoptant une perspective administrative, nous avons voulu présenter
le portrait de la douleur lombaire récurrente dans le système de santé québécois, quantifier
le nombre de nouveaux cas par année, et établir les cout directs médicaux qui en
découlaient. Les données présentées dans cette étude visaient à fournir un état de la
situation pour les décideurs afin de prendre conscience de l’ampleur de cette condition de
santé à l’échelle du Québec et d’identifier les populations les plus à risque. D’un point de
14
vue méthodologique, un des objectifs principaux était de suggérer une approche novatrice à
la communauté scientifique afin de participer à l’effort qui vise l’amélioration de la qualité
des études d’incidence sur la douleur lombaire, qui sont très peu nombreuses et souvent
constituées de cohortes contaminées par des patients prévalents.
15
2. ÉTAT DES CONNAISSANCES
2.1 Douleur lombaire : définitions.
Contrairement à certaines pathologies dont la définition est tranchée et spécifique, la
douleur lombaire doit à sa complexité et ses origines multiples une diversité de définitions
responsable d’une littérature hétérogène (Vellucci, 2012). Avant de faire un survol de la
littérature en lien avec l’épidémiologie de la douleur lombaire, il est donc primordial
d’étayer les différentes définitions qui lui sont rattachées. L’ensemble des auteurs de revues
systématiques sur la douleur lombaire s’entend pour dire qu’il y a une hétérogénéité
importante dans les définitions. Par exemple, Walker, dans sa revue systématique de 1966 à
1998, rapporte que 75 % des études extraites présentent des définitions inadéquates de
douleur lombaire ainsi qu’une période de rappel (semaine, mois, année…) mal définie une
fois sur cinq (Walker, 2000). À titre d’exemple, les auteurs soulèvent que la prévalence à
vie diminue significativement (c.-à-d. 13,8 % contre une moyenne de 38 %) lorsque l’on
fait varier la définition de douleur lombaire d’une formulation sans durée à la
formulation « la plupart des jours pendant deux semaines » (Walker, 2000). Dans la même
veine, les études qui visaient à vérifier la fréquence de douleur lombaire le jour du sondage
rendent une prévalence ponctuelle plus élevée que des sondages se basant sur la présence
d’épisodes de plus de deux semaines (Loney & Stratford, 1999). La durée et la gravité sont
donc des critères importants à inclure dans les définitions, tel que se sont récemment
entendus la plupart des spécialistes dans le domaine (Dionne et al., 2008). L’éventail de
définitions de douleur au dos influence sans conteste l’issue de l’étude. Idéalement, la
prévalence devrait être aussi rapportée selon une analyse stratifiée de la gravité de la
condition de douleur lombaire (Dionne et al., 2006). Le peu de clarté, ou même voire
l’absence de définition peut faire varier énormément les résultats et la qualité d’une étude.
Si une étude s’intéresse à la douleur lombaire (low back pain), alors que la définition parle
en terme général de douleur au dos (back pain), le patient pourrait très bien associer le plan
dorsal à des douleurs se référant au niveau thoracique, voire même cervical. La prévalence
serait alors surestimée par des données sur des sites anatomiques « contaminants ». Il est
également important de spécifier si les radiculopathies (c.-à-d. atteinte d’une racine
nerveuse), les symptômes liés au cancer, etc. sont pris en compte. L’interprétation de
16
l’étude est donc directement liée au degré de précision de la définition fournie par les
auteurs.
2.1.1 Définitions cliniques
En français, la lombalgie est souvent le terme qui réfère à la douleur lombaire (DL :
douleur au bas du dos) et exclut les régions cervicale et thoracique (Rozenberg, 2008). La
correspondance en anglais réfère la plupart du temps à « Low Back Pain » (LBP) et les
traductions spécifiques sont connues comme représentant une limite (Dionne et al., 2008).
Le terme « low back pain » est introduit en 1993 comme « Medical Subject
Heading » (aka MeSH2) à la librairie nationale de médecine des Etats-Unis (i.e. NML aka
PubMed). La définition en est : « douleur aigüe ou chronique dans la région lombaire ou
sacrée, qui peut être associée à des entorses ou étirements musculoligamentaires ;
déplacements de disques intervertébraux ; et autres conditions ». Dans la littérature
médicale, une définition avec des repères anatomiques est souvent rapportée dans les
termes suivants : « toute douleur du plan dorsal se situant de l’angle costal à la fosse
glutéale, et comprenant les douleurs de types lombaires et sacrococcygiennes, avec ou sans
irradiation aux membres inférieurs » (voir Figure 1) (Leboeuf-Yde & Lauritsen, 1995;
Airaksinen et al., 2006; van Tulder & Koes, 2006; Rozenberg, 2008; Juniper et al., 2009;
Stanton et al., 2010a). Ces définitions sont d’usage courant dans les études datant d’avant
2008 dans lesquelles des variables cliniques n’étaient souvent pas évaluées ou considérées
(p. ex. durée et gravité).
2
Les MeSH font partie d’un vocabulaire contrôlé. Il s’agit d’un ensemble de termes qui identifient un mot
descripteur dans une structure hiérarchique qui permet de procéder à des recherches dans la littérature en
identifiant un niveau de spécificité d’intérêt. Les MeSH sont créés et mis à jour par une équipe d’experts dans
chaque domaine concerné par le vocabulaire à définir."
17
Figure 1. Schématisation anatomique de la douleur lombaire sur représentation de
Manikin.
Légende. La représentation « manikin » est souvent utilisée dans les questionnaires pour
aider à situer et spécifier le site d’une douleur. Dans le cas présent, la partie ombragée
permet de guider le patient à repérer anatomiquement le site décrit dans la définition
susmentionnée et correspondant à de la douleur lombaire (tiré de Jones et al., 2013 avec
permission).
En 2008, un panel de 28 experts internationaux a statué sur deux définitions de
douleur lombaire (c.-à-d. « low back pain ») à préconiser lors de la publication d’études de
prévalence. La définition minimale recommandée, pour des études comprenant des
entrevues face à face ou des sondages, étant la suivante : «Dans les quatre dernières
semaines, avez-vous éprouvé de la douleur dans le bas de votre dos? Si oui, assez intense
pour vous restreindre dans vos activités habituelles ou modifier votre routine journalière
pour plus d’une journée? » (voir Figure 2) (Dionne et al., 2008).
18
Figure 2. Définition minimale consensus pour décrire la douleur lombaire
Légende. Cette définition est recommandée pour les entrevues face à face ou pour les
questionnaires papier ou électronique. La définition découle d’une étude Delphi et fait suite
à quatre rondes d’échanges (tiré de Dionne et al., 2008 avec permission).
En plus du site et des symptômes, la définition optimale recommandée vérifie la
douleur radiante aux membres inférieurs, la fréquence, la durée et la gravité et soulève
quelques exclusions (Dionne et al., 2008). Bien que les auteurs n’aient pas la prétention de
forcer la communauté médicale et scientifique à utiliser ces deux définitions, ils
recommandent néanmoins fortement leur adoption dans tout devis basé sur des entrevues
ou des questionnaires afin de rendre plus homogène la littérature sur la prévalence de la
douleur lombaire et faciliter les comparaisons éventuelles à l’échelle de la population.
2.1.2 Algorithmes d’analyse
Malheureusement
peu
d’études
d’analyses
secondaires
de
données
médicoadministratives peuvent se baser sur les définitions consensuelles en raison de
l’absence de données cliniques ou autorapportées. Ainsi, dans les banques de données
administratives, il est question d’algorithmes, manière différente de décrire une définition
traduite en instruction logique, pour interroger à l’aide d’un logiciel des milliers, voire des
millions, de dossiers médicoadministratifs liés à des patients. Ainsi, la plupart des bases de
données ont un langage d’entrée uniformisé sous l’aspect d’une nomenclature diagnostique
19
établie par l’Organisation mondiale de la santé (OMS). Nommément, la « classification
statistique internationale des maladies et des problèmes de santé connexes », suivi d’un
numéro correspondant à l’édition en vigueur (c.-à-d. CIM-9, CIM-10, CIM-11) (WHO,
2013). La section 2.3 est consacrée à la description de ces banques de données
médicoadministratives et à leur utilité en recherche épidémiologique. En bref, ces banques
de données centralisent l’information de facturation des médecins pour des services
prodigués aux patients pour un diagnostic précis, ce dernier étant codé en général en CIM9. Plus spécifiquement, les douleurs lombaires sont regroupées sous différents codes
diagnostiques CIM-9 dans la rubrique des « affectations des régions du plan dorsal ». Le
plan dorsal est une description anatomique floue qui peut s’étendre du coccyx jusqu’aux
vertèbres cervicales, il est donc nécessaire d’ajouter des critères d’exclusion pour se
restreindre aux codes se rapportant aux définitions médicales des douleurs lombaires et/ou
aux régions plus spécifiques de ce niveau. Différentes équipes ont publié des algorithmes
de criblage des codes CIM-9 se rapportant à la douleur lombaire (voir Tableau 1) (Sinnott
et al., 2012).
20
21
Source de données
Washington State
Department of
Health data set
Canadian Institute
for Health
Information
Database and
Washington State
Comprehensive
Hospital Abstract
Reporting System
Taylor et Hospitalisations pour
al, 1998
problèmes de dos et
de cou : une
comparaison entre la
province de l’Ontario
et l’état de
Washington, Health
Services Research
Utilisation des CIM- National Hospital
9-CM pour identifier Discharge Survey
les hospitalisations de
problèmes
mécaniques de
douleur lombaire
dans les banques
administratives, Spine
Titre, Journal
Volin et Analyse dans une
al, 1992
petite région pour les
opérations liées aux
douleurs lombaires,
Spine
Auteur,
Année
Cherkin
et
al,
1992
Cou et dos: Cherkin Deyo pour la
région lombaire et Einstadter pour la
région cervicale.
Cas chirurgicaux et non chirurgicaux
(dos = thoracolombaire; cou =
cervical)
Procédures : 03.09; 80.5; 81.06;
81.07; 81.08
Région lombaire: 721.3; 722.10;
722.52; 722.83; 724.2; 724.3; 738.4;
756.11; 756.12; 847.2
Pour identifier les cas de chirurgie :
03.0; 03.09; 80.5; 80.50; 80.51; 80.52;
80.59; 81.00; 81.06; 81.07; 81.08;
81.09; 03.6; 03.02; 78.69
Région lombaire (rachis lombosacré) :
hernie discale ; changements
probablement dégénératifs ; sténose
spinale ; fractures d’instabilité
suspectées ; douleur lombaire non
spécifique ; séquelle d’une chirurgie
antérieure ; divers.
Inclusion
Tableau 1. Description d’algorithmes de douleur au dos basés sur l’utilisation de codes CIM-9
Néoplasmes (140.0-239.0, 733.1)
Infections (324.1,730.0–730.9)
Maladies inflammatoires (720.0–
720.9)
Conditions reliées à la grossesse
(630.0–676.9)
Traumas (805.0–806.9, 839.0–839.
<20 ans
Problème autre que lombaire ;
trauma, infection, sténose.
Néoplasmes
Abcès intraspinal ; grossesse ;
spondylarthropathies
inflammatoires ; ostéomyélites ;
fractures vertébrales ouvertes avec
ou sans atteinte spinale ;
dislocation vertébrale ; accidents
de la route (E800-E849.9) ;
chordotomie (procédure 3.203.29) ; fusions cervicales et
thoraciques (81.01-81.09).
Néoplasmes
<18 ans
Exclusion
22
Codes majeurs pour dos et cou: 720,
721, 722, 723, 724, 737, 805, 806,
839, 846, 847 et sous-familles de
codes.
< 18 ans;
Fracture pathologique 733.13;
complication mécanique d’un
système orthopédique interne ;
greffe ou implant ; raideur et
arthralgie, car incapacité de
distinguer entre rachis ou non.
Pas de codes de procédure, car
données MEPS insuffisantes pour
identifier les codes reliés au rachis.
Légende : Ce tableau résume les études nord-américaines qui ont trait à l’utilisation d’algorithmes basés sur des CIM-9 pour produire
des études épidémiologiques sur la douleur lombaire ou la douleur du rachis. Ces définitions logiques basées sur des codes
diagnostiques permettent d’interroger des banques médicoadministratives qui regroupent des millions de dossiers médicaux de patients
afin de construire une cohorte qui répond à des critères de sélection spécifiques à la douleur lombaire. La section 2.3 porte sur les
banques de données médicoadministratives et permet de mieux comprendre la provenance des données et la portée de telles définitions
pour la recherche épidémiologique. Traduction libre du tableau en français. Retrait des algorithmes de deux études portant sur la
douleur au cou et sur deux analyses non publiées du Healthcare Cost and Utilization Project. Adapté de Sinnott et al., 2012 avec
permission.
Martin et Dépenses et état de
Medical
al, 2008
santé parmi les
Expenditure Panel
adultes présentant des Survey (MEPS)
problèmes de dos et
de cou, JAMA
Les études rapportées dans le Tableau 1 portaient sur des analyses sur la douleur au
dos et ont pour la plupart exclu les cas de cancer, les traumas et les problèmes liés à des
infections, limitant ainsi la sélection des codes diagnostics liés aux problèmes
majoritairement d’origine mécanique. La plupart des études publiées dans ce tableau se
basent sur des données médicoadministratives ou de registres codifiées en CIM-9.
Progressivement, des algorithmes adaptés pour les équivalences en codes CIM-10 feront
leur apparition dans la littérature. Dans la nouvelle édition CIM-10-CA (version
canadienne), les douleurs lombaires se retrouvent principalement sous l’onglet
« Dorsalgies » (code M54), qui est le nouveau terme utilisé pour remplacer la précédente
terminologie en CIM-9 «affectations des régions du plan dorsal » (ICIS, 2009). Notons que
la version anglaise CIM-10-CA contient un diagnostic intitulé « low back pain » (M54.5)
qui est traduit dans le guide français par « lombalgie basse ». Cependant, ce diagnostic ne
regroupe pas toutes les affectations lombaires tels les radiculopathies, le lumbago avec
indications spécifiques, les déplacements de disques, etc., pouvant être associé aux douleurs
lombaires décrites précédemment. Tout comme pour les CIM-9, il est important d’analyser
chaque code pour s’assurer de sélectionner les diagnostics en fonction des objectifs de
l’étude et de la définition appropriée de « douleur lombaire ». Avec les avancées
technologiques en informatique permettant de gérer des entrepôts de données contenant des
« petabytes » d’information, le recoupement des banques de dossiers médicaux et des
banques administratives (« data linking ») sera peut-être envisageable dans un futur
rapproché pour améliorer la portée des algorithmes se rapportant à une condition de santé et
accroitre la validité externe des études.
2.1.3 Définitions se rapportant à la gravité de la douleur lombaire
Il est toujours délicat de parler avec précision de douleur lombaire récurrente ou
chronique (Cedraschi et al., 1999). En général, qu’il soit question de douleur aigüe,
subaigüe, récurrente ou chronique, les définitions se basent sur le concept de la durée d’un
épisode (Balagué et al., 2012), bien que les définitions consensuelles plus récentes fassent
intervenir davantage de paramètres cliniques (Dionne et al., 2008).
23
2.1.3.1 Aigüe et subaigüe
La douleur lombaire aigüe se définit en général en Europe par un épisode d’une
durée de moins de six semaines alors que la douleur subaigüe persiste de 6 à 12 semaines
(Walker, 2000; van Tulder & Koes, 2006). La coupure est plutôt de quatre semaines aux
États-Unis et de 4 à 12 semaines pour la douleur subaigüe (Chou et al., 2007). Ces
définitions sont encore d’actualité bien que la définition consensuelle de 2008 (Dionne et
al., 2008) devrait progressivement faire son apparition dans les études publiées de nos
jours.
2.1.3.2 Chronique
Selon les directives européennes de prise en charge de la douleur lombaire non
spécifique en soins de première ligne, la douleur lombaire chronique est considérée comme
telle lorsque l’épisode persiste au-delà de 12 semaines (van Tulder & Koes, 2006). Selon la
société américaine de douleur et le collège américain des médecins généralistes, la douleur
doit être présente plus de trois mois, ce qui revient sensiblement à la même définition
(Chou et al., 2007). Certaines équipes ont proposé d’autres approches, soit une durée de
plus de 6 mois (Moulin et al., 2002; Boulanger et al., 2007) ou l’un des deux critères
suivants : une durée de plus de trois mois ou plus de 24 épisodes dans la dernière année
ayant limité l’activité pendant une journée (Freburger et al., 2009). Cette dernière définition
s’appuyait sur une étude de 1995, qui suggérait une durée supérieure à trois mois ou 25
épisodes pendant une année (Carey et al., 1995). Cependant, les propositions de chronicité
s’appuyant sur un nombre d’épisodes (>24 ou >25), tel que dans les deux précédentes
études, ne sont pas référencées ou appuyées par la littérature. La définition de durée, sans
référence au nombre d’épisodes, prédomine donc dans la littérature.
2.1.3.3 Récurrente
La douleur lombaire récurrente est étonnamment plus difficile à définir. En fait,
plusieurs études confondent le concept de récurrence et de chronicité. Une récente analyse
systématique révélait que seulement 38 % des études sélectionnées définissaient
explicitement ce qu’il était entendu par douleur lombaire récurrente. Une des conclusions
de l’étude avance que les chercheurs en sont encore à l’étape de créer de nouvelles
24
définitions de récurrence ce qui ajoute à la confusion et rend la comparaison d’études
épidémiologiques ou économiques difficile (Stanton et al., 2010a). Au final, il est
recommandé d’utiliser le concept de « récupération » entre deux épisodes pour considérer
qu’un premier épisode est bel et bien terminé et confirmer la présence d’un nouvel épisode
et donc d’une récurrence. Cependant, parmi 13 % des études qui présentent ce concept,
aucune ne propose la même durée de récupération entre deux épisodes (Stanton, Latimer,
Maher, & Hancock, 2010b). Les définitions de récurrence de la douleur lombaire sont donc
presque aussi nombreuses que le nombre d’études publiées. Suite à ce constat, quarante
experts internationaux ont donc été invités à participer à une étude Delphi modifiée. La
définition consensuelle adoptée a été la suivante: « douleur lombaire étant survenue au
moins deux fois dans la dernière année dont chaque épisode a eu une durée minimale de
24h et une intensité >2/11 sur une échelle numérique ou >2/10 sur une échelle visuelle
analogue, et dont les deux épisodes ont été séparés par une période sans douleur d’au
moins 30 jours » (Stanton, Latimer, Maher, & Hancock, 2010b). Telle la définition de
douleur lombaire non spécifique de l’étude de Dionne et collaborateurs (Dionne et al.,
2008), il s’agit seulement d’une recommandation, un processus pour faire progresser la
qualité de la recherche et l’homogénéité des études publiées. Il faut également noter que
cette définition requiert l’utilisation de variables cliniques qui ne sont malheureusement pas
disponibles dans des bases de données médicoadministratives. Tel que décrit à la section
2.1.2, dans le cas d’analyses secondaires de données administratives, il sera plutôt question
d’algorithmes de récurrence. En ce sens, il peut s’agir d’une récurrence de visites
médicales, de réclamations, de diagnostics, etc., et il est hautement improbable de pouvoir
définir la fin d’un épisode et le début d’un autre à partir de ces données. À ce jour, il n’y a
pas « d’algorithme consensuel », seulement des analyses descriptives qui cherchent à
décrire l’utilisation des soins en termes de récurrence ou d’espacement des visites (Wasiak
et al., 2003; Ritzwoller et al., 2006).
25
2.2 Épidémiologie de la douleur lombaire
2.2.1 Prévalence de la douleur lombaire
2.2.1.1 Notions de prévalence
La prévalence d’une maladie, d’un état ou d’une condition de santé est définie
comme la proportion de cas « existants » dans une population donnée à un moment
déterminé et pendant une période définie (Szklo & Nieto, 2007). La prévalence nous
renseigne sur l’étendue de la condition de santé à ce moment précis. Les termes proportion
de prévalence, ou prévalence ponctuelle sont souvent utilisés comme synonymes (Rothman
et al., 2008). Le bassin de prévalence est l’ensemble de la population pour laquelle une
condition est à l’étude. Les conditions médicales ayant une très faible incidence peuvent
avoir une prévalence importante si la condition est non-létale et incurable (Rothman et al.,
2008).
2.2.1.2 Survol de la littérature
Depuis 1995, huit revues systématiques sur la prévalence de la douleur lombaire
chez les adultes ont été publiées, couvrant la littérature médicale de 1954 à 2009 (LeboeufYde & Lauritsen, 1995; Bressler et al., 1999; Loney & Stratford, 1999; Walker, 2000;
Hestbaek et al., 2003; Dionne et al., 2006; Hoy et al., 2012), dont une revue systématique
portant uniquement sur le continent africain scrutant des banques de données de 1800 à
2006 (Louw et al., 2007). Les revues systématiques de Bressler (Bressler et al., 1999) et
Dionne (Dionne et al., 2006) portaient principalement sur l’influence de l’âge et du
vieillissement sur la prévalence de douleur lombaire. Les revues systématiques de Walker
(Walker, 2000) et de Hoy (Hoy et al., 2012), séparées de 12 années, portaient sur la
prévalence globale de la douleur lombaire. D’ailleurs, Hoy et collaborateurs rapportaient
que 64 % de toutes les publications ayant servi à la préparation des revues systématiques de
prévalence globale entre 1980 et 2009 avaient été publiées entre 1999 et 2009. C’est donc
dire qu’il y a eu une croissance du nombre de publications depuis 15 ans rapportant
l’évolution de cette condition de santé dont le fardeau socioéconomique énorme est
désormais reconnu (Dagenais et al., 2008). La publication de Hestbaek (Hestbaek et al.,
26
2003) portait sur la prévalence dans la population générale seulement et sur les études
basées sur un minimum de 12 mois de suivi.
L’étude de Walker en 2000 reprend et améliore les critères d’évaluation
méthodologique proposés par Leboeuf-Yde en 1995 et Loney en 1999. Sur une fourchette
de 1966 à 1998, Walker (Walker, 2000) rapporte que 54 % des études extraites de la
littérature, soit 30 études, ont reçu la note de passage subjective de qualité méthodologique
de 75 %. De ces trente études, toutes langues de communication confondues, 21 ont défini
le terme de douleur lombaire plus précisément. Les autres études faisant état de douleur au
dos (« back pain ») sans précision quant à la région anatomique concernée. L’hétérogénéité
des données avait également empêché de mettre en commun les données pour dériver des
estimations de prévalence. L’auteur rapportait donc les fourchettes de valeurs; la prévalence
ponctuelle variant entre 12 et 33 %, la prévalence à un an entre 22 et 65 % et la prévalence
à vie entre 11 et 84 % (Walker, 2000).
L’étude de Hoy et collaborateurs en 2012 (Hoy et al., 2012) était basée sur un
nombre considérable d’études, 165 en tout, entre 1980 et 2009. Parmi celles-ci, certaines
avaient été rejetées dans l’étude de Walker en 2000. Au lieu d’exclure selon la qualité des
critères méthodologiques, Hoy et collaborateurs ont plutôt proposé une analyse de 10
critères visant à mesurer les biais de mesure, de sélection et d’analyse sur l’ensemble des
études sélectionnées (élevé, modéré, faible) afin de mettre en commun les données. Une
analyse approfondie de sensibilité a ensuite été réalisée en fonction des risques de biais
élevés, entre autres, pour évaluer leur impact sur les estimations de prévalence calculées.
En tout, les 165 études ont fourni 966 estimations de prévalence de douleur lombaire aigüe
selon des catégories d’âge et de sexe dans 54 pays. La prévalence ponctuelle a été estimée à
18,3 %, significativement plus basse que la prévalence à un mois à 30,8 %, et que la
prévalence annuelle de 38,0 %. La prévalence à vie ne différait pas de la prévalence
annuelle à 38,9 %.
Bressler et collaborateurs (Bressler et al., 1999) rapportaient que parmi les 12
études retenues pour leur revue systématique, chez les individus de plus de 65 ans, la
27
prévalence oscillait entre 13 et 49 %. Chez les individus très âgés (> 80 ans), celle-ci était
sensiblement dans les mêmes eaux, variant entre 6 et 40 %. En général, les femmes
présentaient un taux de prévalence plus élevé que les hommes. Dans une étude plus récente,
Dionne et collaborateurs (Dionne et al., 2006) démontraient une tendance significative à
l’augmentation de la prévalence de douleurs graves au dos en fonction de l’âge. La
proportion d’épisodes de douleur lombaire grave à 21 ans était de 8 % et augmentait avec
l’âge jusqu’à 25 % à 90 ans, un phénomène potentiellement responsable d’interférence avec
les activités sociales et physiques diminuant la qualité de vie. Cependant, l’analyse de
douleurs au dos de tous types (bénignes, mixtes et graves), dans la catégorie d’âge de 60
ans et plus, ne présentait aucune tendance à la hausse avec une prévalence constante autour
de 20 % (Dionne et al., 2006).
En Afrique, la prévalence ponctuelle chez les adultes variait entre 10 et 59 %, une
fourchette sensiblement identique aux pays développés (Louw et al., 2007). La prévalence
annuelle a été identifiée comme se situant de 14 à 72 % et la prévalence à vie entre 28 et 74
%. Les fourchettes de taux de prévalence observés en Afrique ne différaient pas outre
mesure de celles observées dans la revue systématique de Walker en 2000. L’hétérogénéité
des définitions ayant empêché la mise en commun des données, il est difficile de comparer
les résultats de cette revue systématique aux résultats de Hoy en 2012, outre le fait que
certaines études utilisées dans Louw (2007) ont été intégrées à la revue de Hoy en 2012.
De 2010 à 2013, il y a eu plusieurs autres études publiées portant sur la prévalence
de la douleur lombaire. Une étude japonaise réalisée auprès d’un échantillon de 65 000
internautes parmi la population urbaine a permis de déterminer une prévalence à vie de 83
%, bien au-delà de la moyenne et d’un écart-type de ce qui est retrouvé dans la littérature en
général (39 % ± 24 %). La douleur lombaire était répandue dans la population japonaise,
étant la cinquième raison la plus fréquente de consultation médicale selon des données de
2010 (Fujii & Matsudaira, 2013). Parmi l’échantillon, 3,9 % des répondants ont rapporté
être atteints de douleur lombaire chronique (durée ≥ 3 mois). De manière intéressante, les
répondants ayant de la douleur radiante aux membres inférieurs, et ayant eu un historique
28
de chirurgie dorsale avaient respectivement cinq et dix fois plus de chances d’avoir de la
douleur chronique.
Au niveau de la prévalence de la douleur lombaire chronique, il existe peu d’études
longitudinales ayant déterminé la tendance séculaire de cette condition. Notons l’étude de
Freburger et collaborateurs (Freburger et al., 2009) qui présentait le portrait d’une
progression majeure entre 1992 et 2006 dans la population de l’état de la Caroline du Nord.
Dans cette étude, la définition clinique avec repères anatomiques était employée, ainsi que
les deux définitions de douleur lombaire chronique (durée > 3 mois ou > 24 épisodes en un
an) dans une série d’entrevues téléphoniques parmi des foyers sélectionnés de manière
aléatoire en 1992 et en 2006. Sur la période étudiée de 14 ans, la prévalence de la douleur
lombaire chronique a fait un bon marqué de 3,9 % à 10,2 %, un phénomène que les auteurs
ne pouvaient expliquer spécifiquement.
Au Canada, l’ampleur de la douleur au dos (« back pain ») n’est soit pas évaluée
dans les sondages portant sur la douleur chronique, ou soit évaluée à l’aide de questions
dans une sous-section des enquêtes sur la douleur chronique. Plusieurs équipes canadiennes
ont ainsi rapporté des mesures de prévalence de douleur chronique et certaines se sont
intéressées à la douleur au dos comme le décrit le Tableau 2.
29
30
1
Canada
(National)
(1994-2008)
[25 et +]
(10 992)
[18 et +]
(2 000)
[18 et +]
(69 365)
[15 et +]
(1 055)
18 et +]
(1 067)
[20 et +]
(129 695)
[20 et +]
(13 756)
[18 - 75]
(340)
[18 - 75]
(2 012)
[18 et +]
(69 365)
Cat. Âge
(n)
ENSP et ESCC1
Entrevue
téléphonique
(Firme)
ENSP
Entrevue
téléphonique
(Firme)
Entrevue
téléphonique
ESCC
Entrevue
téléphonique
(Firme)
Entrevue
téléphonique
(Firme)
ENSP
ENSP
Source
« Are you usually free
of pain or
discomfort ? »
Sondage court
Douleur > 6 mois
Fréquence élevée
Intensité >5/10
« Are you usually free
of pain or
discomfort ? »
[Cohorte de 1994]
Sondage court
Douleur > 6 mois
Fréquence élevée
Intensité ?/10
Douleur ≥ 90 jours
Douleur > 6 mois +
Douleur au dos
Douleur > 6 mois
(Cohorte entière de
patients DC)
N/D
Douleur > 6 mois
Douleur > 6 mois
Définition
Douleur chronique
de
15.3 % (1996)
19,5 % (2004)
18.9 %
[Québec] 15.7 %
49 %
Moderate to
severe = 18.5 %
29 % (2001) 25
% (2004)
[Québec] 18 %
(2001) 16 %
(2004)
14.1 %
N/D
N/D
100 %
29 %
Prévalence
douleur
chronique
17 %
~14 : ~17
(1996)
~16 : ~21
(2007)
Rapporté par
groupe d’âge
(12.4 : 15.6)
(22 : 27)
Rapporté par
grade de dlr
N/D
N/D
N/D
(27 : 31)
(15 : 20)
Prévalence
Hom. : Fem.
dos
dans
N/D
6.7 %
6.0 %
Cause #1 selon les MD =
21 % des cas de DC
N/D
N/D
18,6 %
(3.5 % unique DC)
15.7 %
35 % parmi 340 patients
DC
(** échantillon ≠)
35 %
6.3 %
Douleur au
l’échantillon
Enquête nationale sur la santé de la population (longitudinale) et Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes (transversale)
Reitsma ML
(2012)
Schopflocher D
(2011)
Rashiq S
(2009)
Boulanger A
(2007)
Tripp DA
(2006)
Jacobs P
(2004)
Rappoport J
(2004)
Moulin DE
(2002)
Canada
(National)
(1996-1997)
Canada
(National)
(2007-2008)
Canada
(National)
(1996-1997)
Canada
(National)
(2001)
Canada
(National)
(2001)
Canada
(National)
(1998-1999)
Canada
(National)
(2000-2001)
Canada
(Ontario)
(2004)
Canada
(National)
(2001, 2004)
Millar WJ
(1996)
Moulin DE
(2002)
Lieu
(année cohorte)
Auteurs
(année publi.)
Tableau 2. Résumé des études portant sur la prévalence de la douleur chronique au Canada
En bref, en fonction de la source de données ou de l’approche méthodologique, la
prévalence de la douleur chronique variait de 14 % à 49 % au Canada entre 1994 et 2008.
Dans bien des cas, la douleur du plan dorsal (« back pain ») était la condition la plus
rapportée variant de 19 % à 35 % de l’échantillon de douleur chronique, soit environ 6 %
de la population totale sondée. La prévalence varie énormément en fonction des définitions,
de la sévérité et des populations étudiées. L’étude récente de Hoy et collaborateurs
recensait une prévalence annuelle de douleur lombaire aigüe autour de 38 %. La prévalence
de la douleur lombaire était relativement stable en fonction de l’âge, mais les
manifestations graves étaient plus fréquentes chez les personnes âgées et chez les femmes.
Les manifestations de douleur chronique du plan dorsal affichaient une tendance à la
hausse, et représentaient une importante proportion des conditions de santé chroniques. Il
s’agit donc d’une condition de santé dont l’impact peut être considéré comme majeur.
2.2.1.3 Les avantages d’étudier la prévalence de la douleur lombaire
La prévalence présente un intérêt autant pour les chercheurs que les décideurs.
Certains prônent son utilité pour servir de base pour des études sur les fondements
étiologiques, pour l’évaluation du système de santé et évaluer l’effet de la douleur lombaire
sur la population générale (Walker, 2000). Les taux de prévalence peuvent permettre de
prioriser la planification des services de santé sur une base annuelle, voire même à accroitre
le financement de la recherche visant à améliorer l’évaluation et le traitement de cette
condition (Loney & Stratford, 1999).
Au niveau des différentes mesures de prévalence qui peuvent être dérivés (ponctuel,
annuel, à vie), celles-ci présentent des avantages selon la perspective de l’utilisateur. Par
exemple, du point de vue d’un chercheur qui utilise des questionnaires, un des avantages de
la prévalence ponctuelle par rapport à la prévalence par période (mois ou années), permet
de s’affranchir du biais de rappel (Carey et al., 1995), surtout pour les recherches portant
sur les populations âgées. Les estimations pourront être plus précises et comparables si les
autres failles méthodologiques sont contrôlées. Si nous prenons la perspective des patients,
ceux-ci peuvent être sensibilisés par l’importance de s’informer et d’adopter de bonnes
pratiques de travail pour prévenir des congés forcés et limiter d’éventuelles pertes
31
financières. Par exemple, cela a mené à la rédaction du « Back Book », un outil informatif
et préventif pour renseigner les patients sur la santé du dos (Roland et al., 2001). La
perspective de l’employeur ou de la Commission de la santé et de la sécurité au travail
(CSST) peut être d’effectuer une surveillance mensuelle ou annuelle pour suivre la
progression de cette condition. Par exemple, réduire les pertes de productivité en lien au
présentéisme ou à l’absentéisme ou minimiser les réclamations d’invalidité dans des études
sur des cohortes de travailleurs peut leur être particulièrement utile. La prévalence à vie
peut servir à déterminer si la condition de santé présente une forte probabilité de survenue
dans la pratique générale d’un professionnel de la santé. Il peut être intéressant à ce
moment d’investir du temps et de l’argent dans la formation continue visant une meilleure
gestion thérapeutique des douleurs lombaires si la prévalence s’avère élevée tel que décrit
dans les précédents paragraphes. Du point de vue des décideurs, la prévalence est un
indicateur simple qui dresse le portrait de l’impact d’une condition sur le système de santé
ou sur l’état (Hoy et al., 2012).
Bref, les études de prévalence sont en général pratiques et abordables en termes de
couts. Elles permettent de fournir un aperçu de la tendance séculaire 3 de la douleur
lombaire dans la population. De plus, les études de prévalence sont l’une des approches
préconisées pour déterminer l’impact social, en termes de couts et de perte de productivité,
à l’échelle de la population dans une société. Il existe une abondante littérature sur la
prévalence des maux de dos pour des sous-populations plus spécifiques (p. ex. divers
métiers, enfants et adolescents, groupes de patients avec une pathologie préexistante, etc.).
Ces études sont cependant moins généralisables et bien qu’intéressantes pour de la
microgestion ne font pas partie de l’objectif du présent ouvrage.
3"Tendance"séculaire":"Évolution"d’un"phénomène"de"santé"dans"le"temps"(d’une"année"ou"d’une"
génération"à"l’autre)."Selon"Jenicek"M"et"Cléroux"R."(1987)"Epidémiologie":"principes,"techniques"et"
applications."484p.)"
32
2.2.2 Incidence de la douleur lombaire
2.2.2.1 Notions d’incidence
L’incidence cumulée (ou cumulative) est le nombre de nouveaux évènements qui
surviennent dans une population définie pendant une période de temps spécifique
(numérateur) divisé par la population à risque pour cet évènement pendant la même période
(dénominateur) (Szklo & Nieto, 2007). L’incidence nous renseigne sur le risque de
développer une maladie. L’incidence cumulative peut être déterminée sur une population
stable (population fermée) qui n’a subi aucune perte de suivi. Il arrive par contre
fréquemment que le suivi ne soit pas complet pour tous les individus d’une population, soit
en raison du décès d’individus en raison d’une condition différente de celle à l’étude, par
des « perdus de vue », ou par des individus recrutés plus tard dans l’étude. Toutes ces
raisons produisent des observations censurées qui peuvent être analysées avec des tables de
mortalité (Szklo & Nieto, 2007). Cependant, en présence d’observations censurées ou en
présence d’une population ouverte (dynamique), les épidémiologistes se rapportent
traditionnellement au concept de taux d’incidence qui s’exprime en personnes-temps
(Rothman et al., 2008). Ce concept peut se baser sur la période de contribution en temps de
chaque individu dans la population à risque pour la condition à l’étude et permet d’éliminer
le biais de sélection dans des études de cohorte (Szklo & Nieto, 2007). Ainsi, il est possible
de calculer le « taux d’incidence » d’une population en déterminant les nouveaux cas de
maladie (nombre incident) divisés par la somme de tous les temps d’observation des
individus : [Taux d’incidence = Nombre d’évènements / Σpersonnes temps passé dans la
population]. Par contre, en utilisant cette approche, il faut partir de l’hypothèse que le
risque demeure approximativement constant dans l’intervalle de temps à l’étude. Soit n
personnes suivies sur une période de temps t sont équivalentes à t personnes observées
pendant n unités de temps. Si nous prenons en exemple la douleur lombaire chez des
ouvriers en maçonnerie, il est difficile de se faire à l’idée que le maçon suivi pendant 10 ans
aura un risque équivalent à 10 maçons suivis pendant un an. La manière de pallier cette
limite de l’approche personne-temps est de déterminer des intervalles de temps plus
restreints et de calculer un taux pour chacun (Szklo & Nieto, 2007). Pour réduire les
facteurs confondants, si la taille de l’échantillon le permet, il est aussi suggéré de stratifier
selon des variables tel l’âge ou le sexe, deux variables qui peuvent influencer la survenue
33
de symptômes douloureux. Une deuxième approche consiste à utiliser des données
agrégées si la contribution en personne-temps ne peut être déterminée. Par exemple, le
dénominateur prendra la valeur de la population moyenne de la province du Québec pour
une période donnée (p. ex. l’année 2007), considérant une certaine stabilité pour la zone
géographique en question et la composante démographique (Szklo & Nieto, 2007).
Au-delà de la description du concept général, déterminer l’incidence cumulée ou le
taux d’incidence de la douleur lombaire demeure difficile et représente une bête noire pour
les épidémiologistes. Normalement lors du calcul d’une mesure d’incidence d’une maladie
infectieuse, les individus immunisés sont retirés de la population à risque suite à l’épisode
initial (dénominateur) puisqu’ils ne devraient plus jamais contracter l’infection. Ce n’est
pas le cas pour l’incidence de la douleur lombaire, pour laquelle la prévalence à vie et le
taux de récurrence élevés complexifient l’identification de l’épisode initial. Pour faciliter la
compréhension, appuyons-nous sur la Figure 3.
Figure 3. Schématisation de la mesure de l’incidence de douleur lombaire.
34
Pour une sous-population hypothétique de 25 individus, les données médicoadministratives
de consultation par des professionnels de la santé sont obtenues pour une durée de cinq ans.
Cinq patients développent au moins un épisode de douleur lombaire durant cette période.
L’incidence annuelle en 2003 est de 2/25, soit 8,0 % (patients A et B). En réalité, le patient
A ne devrait pas être considéré comme incident en 2003, car son épisode a débuté en 2002.
La véritable incidence devrait plutôt être de 4,2 % en 2003 (patient B / (25 – patient A)).
Cependant, n’ayant pas accès aux données de 2002 (voir zone ombragée, Figure 3), nous
devons supposer que le patient A développe son problème lombaire en 2003. Il y a donc
surestimation de l’incidence annuelle.
Pour l’année 2004, l’incidence annuelle devrait être considérée ainsi : patient C /
(25 – (A+B)) = 1/23 = 4,3 %. Cependant, la complexité vient du fait que le patient B peut
être considéré comme ayant récupéré de son épisode antérieur de douleur lombaire.
Devrait-il être réintégré dans la population à risque de développer un épisode de douleur
lombaire, ou doit-il en être retiré, car il est désormais plus à risque de développer un
deuxième épisode, et devrait donc être considéré comme un patient avec un potentiel de
récurrence? Si le patient B est réintégré dans la population à risque, l’incidence annuelle
sera de 4,2 % au lieu de 4,3 %, donc une légère sous-estimation s’il est considéré qu’un
épisode antérieur est garant d’un épisode futur.
Prenons en dernier exemple l’année 2007, l’incidence annuelle pourrait se définir
ainsi : patients E+B / (25 – (A+C)) = 8,7 %. Plusieurs questions peuvent être soulevées; 1)
Le patient B devrait-il être considéré un nouveau cas de douleur lombaire, même s’il s’agit
de son troisième épisode en cinq ans? Ne devrait-il pas plutôt être retiré de la population à
risque comme dans la simulation de 2004?; 2) Le patient D ne devrait-il pas lui aussi être
retiré de la population à risque puisqu’il a déjà développé un épisode en 2005, ou devraiton le considérer également comme un patient pouvant développer un nouvel épisode de
douleur lombaire indépendant du précédent? L’incidence annuelle pourrait donc être en
réalité de 4,7 % (E/ 25- (A+B+C+D)). L’estimation de 8,7 % surestimant encore la
véritable incidence.
35
Ces quelques simulations démontrent la complexité à déterminer l’incidence de la
douleur lombaire considérant qu’un épisode aigu puisse conduire à des épisodes récurrents,
voire à une condition chronique. Devrait-on considérer les patients ayant déjà eu un épisode
aigu comme des patients présentant un risque similaire à la population n’ayant jamais eu
d’épisode antérieur? La possibilité de surestimer l’incidence est bien réelle, et si nous
rapportons cet exemple à l’échelle de la population, l’erreur peut devenir davantage
importante. Le défi devient donc d’identifier le tout premier évènement d’un individu pour
le considérer comme un « vrai » cas incident de douleur lombaire. Ce phénomène a été
décrit par McBeth et Jones en lien avec la douleur musculosquelettique. Ces derniers
suggèrent ainsi que bien que nombre d’études disent rapporter une incidence, il s’agirait
plutôt d’une prévalence à partir d’une population d’individus asymptomatiques lors de leur
recrutement dans une étude portant sur l’identification de nouveaux cas de douleur
(McBeth & Jones, 2007). Notons que l’exemple hypothétique de la Figure 3 s’appuie sur la
disponibilité de données de consultation d’une durée de cinq ans. Prenons le cas d’études
qui s’appuient sur des données autorapportées par des patients et qui peuvent difficilement
aller au-delà de six mois de recul d’historique sans risquer d’introduire un biais de rappel
(Carey et al., 1995). Ainsi la question prend davantage d’importance dans ces études
échafaudées pour déterminer l’incidence; les cohortes de patients construites sur la
prémisse que les participants sont initialement exempts de douleur lombaire sont-elles
fiables ou contaminées par une proportion importante d’individus qui sont en réalité des
patients ayant déjà soufferts d’épisodes antérieurs de douleur lombaire et devant être
considérés à risque d’une récurrence d’épisode?
2.2.2.2 Survol de la littérature
La littérature portant sur l’incidence de la douleur lombaire à l’échelle de la
population est plutôt limitée (Abenhaim & Suissa, 1987; Papageorgiou et al., 1996; Zitting
et al., 1998; George, 2002; Elders & Burdorf, 2004; Kopec et al., 2004; Jacob, 2006;
Bernatsky et al., 2007; Mattila et al., 2009; Knox et al., 2011; Waterman et al., 2012).
Aucune revue systématique n’est disponible à ce jour. Également, bien que quelques études
datant d’avant 2000 aient rapporté des résultats d’incidence, certaines sont questionnables
eu égard aux définitions utilisées autant pour la douleur lombaire que pour l’incidence. La
36
littérature est donc récente en comparaison des nombreuses études de prévalence publiées
depuis 30 ans. Afin de simplifier cette section, un résumé des 10 études les plus pertinentes
à l’échelle de la population est présenté au Tableau 3. Notons que dans la dernière
décennie, l’utilisation de banques de données médicoadministratives a été fréquente pour la
détermination de l’incidence de la douleur lombaire sous une perspective populationnelle.
Cependant, ces études portent souvent sur des populations militaires qui peuvent être
considérées comme peu représentatives de la population générale.
La comparaison des résultats de ces études est une aventure délicate. Les
définitions, le type et la taille de la population ainsi que les mesures d’estimation varient
énormément. Notons qu’au niveau des études américaines, le taux d’incidence était
beaucoup plus élevé chez les militaires que dans la population générale, et le ratio
homme versus femme était déséquilibré (Knox et al., 2011; Waterman et al., 2012). Le taux
de consultation en urgence pour de la douleur lombaire était nettement inférieur dans la
population générale américaine de la tranche des 20 à 39 ans (0,011 par 1000 personneannées) en comparaison du taux d’incidence d’hospitalisation pour les jeunes militaires
américains de 20 à 29 ans (35,5 par 1000 personne-années), ou les jeunes militaires
finlandais des 18 à 29 ans (27,0 par 1000 personne-années). Mattila et collaborateurs
indiquaient que leur étude sur les jeunes militaires finlandais était représentative de la
population générale des jeunes hommes puisque le service militaire était obligatoire,
contrairement aux Etats-Unis (Mattila et al., 2009). Si nous comparons plus spécifiquement
les populations militaires américaine et finlandaise de 18-20 à 29 ans, les taux étaient
sensiblement les mêmes à première vue. Cependant, l’étude américaine n’évaluait que le
code CIM-9 de « lumbago », alors que l’étude finlandaise répertoriait les cas
d’hospitalisation basés sur huit codes CIM-9 et CIM-10, dont le lumbago. Au final, les
auteurs avançaient que par la nature de leur travail et les charges portées et des exercices
intensifs, les militaires étaient plus à risque de se blesser au bas du dos.
Nous pourrions également discuter de la divergence de résultats par exemple entre
l’étude populationnelle faite au Canada par Kopec et celle de Waterman sur la population
américaine. L’une utilisait les données d’un sondage national (Kopec et al., 2004), l’autre
37
des données administratives d’une banque de veille sanitaire (Waterman et al., 2012). Deux
sources de données différentes (autorapportées vs administratives), deux définitions
différentes d’un cas de douleur lombaire et au final, des taux d’incidence de douleur au dos
de 47,0 vs 1,3 par personne-années chez les femmes au Canada et aux États-Unis
respectivement. L’hétérogénéité est donc importante entre ces deux études et il est crucial
de décortiquer chacune d’elles pour en tirer les conclusions adéquates. La complexité vient
également de la problématique susmentionnée concernant la qualité des cohortes initiales
afin de s’assurer qu’il n’y ait pas surestimation de l’incidence. Au final, à ce jour, le peu
d’études sur l’incidence de la douleur lombaire à l’échelle de la population ne nous permet
pas de tirer de grandes tendances.
38
39
Angleterre
(Manchester)
( 1993)1
Finlande
(1994)
Canada
(Saskatchewan)
(1995-1996)
Canada
(1995-1997)
Papageorgiou A
(1996)
George C
(2002)
Finlande
(1990-2002)
É-U
(1998-2006)
É-U
(2004-2008)
Suède (Scanie)
(2009)
Mattila VM
(2009)
Knox J
(2011)
Waterman BR
(2012)
Joud A
(2012)
Comté
[20 et +]
National
[0 et +]
Militaires
[18 et +]
Militaires
[18 – 29]
Ville
[22 – 70]
Province
[20-69]
National
[18 et +]
Province
[20 – 69]
National
[0 – 28]
Ville
[18 – 75]
Cat. âge
Base de données
Base de données
Base de données
Base de données
Sondage et
entrevue tel.
Sondage
questionnaire
Sondage
questionnaire
Sondage
questionnaire
Base de données
Questionnaire
et
et
et
Source de données
CIM-10
(- 5 ans)
CIM-9
(Nil)
Hospitalisations
CIM-9
CIM-10
(Nil)
CIM-9
(Oui ; N/D)
Région,
durée,
sévérité
(- 6 mois)
Région et durée
(- 1 mois)
Région,
durée,
sévérité
(- 6 mois)
Problème au dos
(- 1 an)
CIM-9
(- 28 ans)
Région et durée
(- 1 mois)
Définition LBP
(ligne de base)2
1an
5 ans
9 ans
13 ans
1 an
6 mois
2 ans
6 mois
28 ans
1 an
Suivi
à
1 200 000
1 485 241 300
pers.-an.
13 754 261 pers.an.
267 700
pers.-an.3
212
318
10 077
628
10 692
109
Population
risque
(20.9 : 26.5)
(1,46 : 1,33)
(37,6 : 58,3)
(27,0 : N/D)
18,5 %
18.0 % : 19.7 %
(269)
8,1 % : 9,0 %
(42.2 : 47,0)4
8%
2 % : 0,76 %
3,1 % : 4,7 %
Incidence
Hom. : Fem.
1. L’année de la collecte des données n’était pas précisée ni dans cette étude ni dans celle à laquelle elle référait.
2. Réfère à la période de rappel initial pour déterminer l’échantillon « sans » douleur lombaire pour la suite de l’étude.
3. Corresponds à la population à risque en personne-années.
4. Parenthèses = taux d’incidence rapportés par1000 personne-années ou par 1000 personnes. Les autres résultats sont des incidences cumulatives.
5. L’étude de Kopec porte sur la douleur globale au dos, sans spécification propre à la région lombaire.
Jacob T
(2006)
Canada
(Saskatchewan)
(1995-1996)
Israël (ville)
(1999-2000)
Cassidy JD
(2005)
Kopec JA5
(2004)
Zitting P
(1998)
Lieu
(année étude)
Auteurs
(année publi.)
Tableau 3. Résumé d’études récentes portant sur l’incidence de la douleur lombaire
2.2.2.3 Les avantages d’étudier l’incidence de la douleur lombaire
Combien de nouveaux cas de douleur lombaire annuellement les professionnels de la
santé doivent-ils envisager dans leur pratique? Peut-on diminuer le nombre de nouveau cas
en identifiant les facteurs de risque dans certaines sous-populations ? Les cohortes
incidentes peuvent permettre une analyse plus poussée que les cohortes de prévalence pour
répondre à ces questions. Les données d’incidence sont particulièrement importantes pour
estimer le risque et évaluer la causalité (Szklo & Nieto, 2007). Ce genre d’information peut
servir de manière encore plus précise à planifier l’organisation des soins et des ressources
en matière de santé (Jacob et al., 2004).
Malgré ce constat, le nombre d’études sur l’incidence de la douleur lombaire demeure
limité entre autres en raison d’une prévalence à vie élevée (Waterman et al., 2012) et de la
récurrence importante de cette condition (Stanton et al., 2008) qui rendent la détection du
premier épisode difficile (McBeth & Jones, 2007). Comme Loney et collègues le
précisaient, pour déterminer l’incidence, il faut idéalement favoriser un devis longitudinal
prospectif (Loney et al., 1998). Cela permet de suivre et faire des mesures répétées dans le
temps d’individus sélectionnés aléatoirement pour éviter tout biais pouvant influencer
l’incidence. Plusieurs groupes ont tenté de déterminer l’incidence de la douleur lombaire
dans la population générale à partir de sondages et de questionnaires dont les groupes ont
été suivis de manière prospective, mais ces études demandent des ressources et du temps et
la préparation de l’échantillon de départ n’est pas toujours adéquate. Deux études ont
effectué un suivi prospectif à partir de cohortes de naissances, cas rares en épidémiologie
pour une étude de douleur lombaire pour lesquels l’historique complet de l’individu est
disponible depuis sa naissance. Il s’agit de l’étude de Zitting et collaborateurs qui a pu
exclure tous les cas de récurrence de leurs analyses pour déterminer les taux d’incidence de
douleur lombaire en Finlande (Zitting et al., 1998) et l’étude de Leboeuf-Yde sur une
cohorte de jumeaux danois (Leboeuf-Yde et al., 1996; 2009). Sans l’accès à ce genre de
cohorte de valeur inestimable, et dans l’optique d’améliorer la construction d’une cohorte
incidente, l’analyse secondaire de données médicoadministratives revêt un certain intérêt.
Au Québec, l’accès aux données de la Régie de l’assurance maladie du Québec (RAMQ)
est somme tout peu couteux comparativement à la réalisation d’études prospectives et
40
surtout, les données sont disponibles pour des périodes continues à partir de 1996. Les
banques de données médicoadministratives sont donc un complément aux sondages
(Asghari et al., 2009). C’est probablement l’une des raisons pour laquelle ces banques de
données sont de plus en plus utilisées pour le suivi de maladies chroniques, mais également
pour des conditions telles la douleur lombaire aigüe ou grave comme la tendance semble
l’indiquer dans le Tableau 3. Tel que dans l’étude de Joud et collaborateurs, ou dans l’étude
de Knox et collaborateurs, l’analyse de ces banques de données permet d’examiner le passé
médical de chaque patient et de s’affranchir des cas récurrents.
2.2.3 Résumé de la section épidémiologie
En bref, la prévalence et l’incidence sont des mesures de fréquence nécessaires pour
aider les chercheurs et les décideurs à suivre la santé des populations et ajuster les
programmes de soins et les besoins. La prévalence dresse le portrait global de la condition
alors que l’incidence renseigne sur la fréquence d’apparition et permet d’étudier les facteurs
de risque. Aucune étude de morbidité n’est parfaite en ce qui a trait à la douleur lombaire
en raison de la complexité de cette condition. À cet effet, notons entre autres qu’il aura fallu
plus de 30 ans pour que de nombreux experts se consultent et statuent sur une définition
consensuelle de douleur lombaire aigüe alors qu’il était su que le fardeau socioéconomique
de la douleur lombaire était majeur. C’est donc dire que les failles méthodologiques sont
nombreuses, mais que l’on peut progressivement aspirer à avoir une littérature plus
homogène dans les années à venir sur ce sujet. Pour les douleurs lombaires de type
récurrente ou chronique, le défi est encore plus grand, car les définitions sont nombreuses
et un consensus n’a été publié que très récemment pour la douleur récurrente. De plus, les
études de douleur chronique et récurrente sont encore souvent comparées à tort en raison
d’une mauvaise compréhension des définitions qui sous-tendent ces deux conditions de
douleur lombaire.
41
2.3 L’utilisation des banques de données administratives en épidémiologie
Comme discuté dans la précédente section, les banques de données administratives
revêtent une importance grandissante pour l’analyse de données sur des conditions de santé
chroniques telles que la douleur lombaire. En effet, les données ambulatoires et
d’hospitalisation sont quotidiennement répertoriées au Canada. Chaque province dirige une
couverture d’assurance maladie universelle permettant l’accès à des soins de santé
médicaux pour l’ensemble de la population. L’information est centralisée dans des banques
de données dites médicoadministratives dans lesquelles se retrouvent entre autres les
services prodigués par les médecins et les médicaments d’ordonnance récupérés en
pharmacie. Les prochaines pages serviront à mieux décrire ces banques de données
médicoadministratives dans l’optique de mieux cerner les analyses présentées dans cet
ouvrage.
2.3.1 Banques de données en santé
Les banques qui recoupent les données de santé se déclinent sous deux grandes
catégories : les banques de dossiers médicaux et les banques administratives.
Les banques de dossiers médicaux (ou banques de données cliniques aussi appelées
Dossier médical électronique (DME)) rassemblent les variables cliniques de chaque patient
pour des fins de traitement (Strom et al., 2012). Elles servent au suivi du patient et à
optimiser son traitement thérapeutique. Ces banques contiennent des informations telles
que la consommation d’alcool, l’usage de tabac, les résultats de tests biochimiques, l’indice
de masse corporelle, etc. Les banques de dossiers médicaux sont en essor étant donné le
virage technologique dans le domaine de la santé et l’orientation des programmes vers la
médecine personnalisée (Jutte et al., 2011).
Les banques de données médicoadministratives (ou banques de données administratives)
ont pour but de rassembler les données de facturation et des ordonnances réclamées suite à
l’utilisation de ressources médicales par un individu (voir Figure 4). Leur but premier est de
permettre le remboursement du pourvoyeur de soins basé sur une réclamation d’acte, un
diagnostic posé ou une ordonnance récupérée.
42
Figure 4. Provenance des données administratives
Légende : Les banques de données médicoadministratives regroupent les données de
facturation de plusieurs prestataires. Chaque prestataire fait parvenir au payeur sa requête
pour le service prodigué au patient. Dans notre cas le payeur est l’état par le biais de la
Régie de l’assurance maladie du Québec. L’utilisateur de données, l’équipe Primus dans
notre cas, demande ensuite accès aux données pour produire une étude épidémiologique
Adapté de (Strom et al., 2012) avec permission
2.3.2 Provenance des données d’actes et de diagnostics consignées à la RAMQ
Lors de la visite médicale, le médecin traitant produit un dossier patient dans lequel
se retrouveront en général les notes cliniques et de suivi ainsi que les résultats d’examens.
Un patient présentant un cas de douleur lombaire l’empêchant de se rendre travailler depuis
deux jours pourrait par exemple se présenter chez son médecin de famille. L’omnipraticien
fera une anamnèse et procèdera à un examen physique, et si la condition n’est pas jugée
grave, le patient aura son congé avec ou sans ordonnance pharmaceutique. En présence
d’un indicateur modéré (yellow flag), l’omnipraticien pourrait décider de donner son congé
au patient en considérant l’option du suivi rapproché, idéalement il proposerait une séance
d’éducation et/ou pourrait référer le patient en spécialité. Par exemple, un patient ayant un
emploi physiquement exigeant, ou un historique de mal de dos ou un épisode dont la
résolution est longue, pourrait se voir étiqueter un indicateur modéré. Dans le cas d’un
indicateur majeur (red flag), il devra avoir référence immédiate en spécialité selon l’échelle
d’urgence, décrite dans les guides de pratique clinique (Guidelines, 2011), pour une
investigation approfondie (conduction nerveuse, imagerie médicale, blocage nerveux,
chirurgie). Par exemple, un patient qui présente une atteinte neurologique, dont la douleur
lombaire est accompagnée d’une perte de poids importante et de fièvre pourrait être
43
étiqueté avec un indicateur majeur. Dans toutes les situations, l’omnipraticien procède à
une demande de paiement afin de recevoir son dû pour la consultation effectuée et les
formulaires d’arrêt de travail remplis, information qui sera inscrite au Québec à la case 8 du
bordereau de paiement (voir Figure 5). Si l’omnipraticien a suivi plusieurs formations en
gestion de la douleur, pratique à une grande distance de centres spécialisés ou pour d’autres
raisons, il se pourrait que des codes d’actes soient inscrits dans la case 6, en lien avec des
interventions spécifiques pour la douleur. Le médecin spécialiste à qui le patient est
recommandé utilisera le même type de bordereau de paiement. Cependant, il est en général
plus fréquent de retrouver des codes d’actes dans la case 6 lorsque le patient est vu en
spécialité.
Figure 5. Bordereau de paiement de la RAMQ
Légende : Bordereau de paiement de la Régie de l’assurance maladie du Québec. La case 4
permet d’inscrire le code CIM-9 jusqu’à quatre chiffres de précision en plus des
diagnostiques secondaires dans l’espace blanc. Les cases 6 et 8 permettent d’inscrire les
codes d’actes posés ou le type d’examen effectué. Tiré du manuel de facturation des
omnipraticiens rendu disponible par la RAMQ.
Aux fins d’analyses secondaires de données telles que dans la présente étude, la
case 4 de ce bordereau de paiement revêt un intérêt capital. En effet, le transfert à la RAMQ
des informations liées aux diagnostics s’effectue par un processus de classification.
Contrairement au dossier patient dans lequel le médecin traitant note ses observations et
diagnostics de manière manuscrite, y inscrit sa stratégie de traitement et documente
44
extensivement la consultation, les dossiers administratifs s’appuient plutôt sur un système
de réclamation homogène et concis visant à optimiser le remboursement des professionnels
et déterminer le volume de procédures par établissement. En référence à la case 4 de la
Figure 5, le médecin inscrit le diagnostic principal selon la nomenclature CIM-9. Le
manuel des CIM-9 est préparé en plusieurs langues par l’OMS, qui autorise par la suite les
pays à l’adapter à leur réalité, tâche réalisée au Canada par l’Institut canadien d’information
sur la santé (ICIS). Si le médecin ne décèle aucune condition particulière (examen de
routine), un code d’état « normal » est inscrit. S’il y a des diagnostics concomitants, ou des
comorbidités, la RAMQ demande d’inscrire premièrement le code principal composé de
trois à quatre chiffres dans la case réservée à cet effet. En deuxième lieu, les diagnostics
secondaires ou les comorbidités ou toute autre indication pouvant avoir un impact sur le
pronostic devraient être inscrits dans la case adjacente des renseignements complémentaires
(voir case 4, Figure 5).
En milieu hospitalier, bien que le médecin émette quand même sa demande de
paiement, une étape s’ajoute étant donné que les données sont également centralisées dans
une banque ministérielle pour les séjours hospitaliers (Med-Echo). Au niveau du dossierpatient, un formulaire supplémentaire est ajouté, la feuille sommaire, sur laquelle
l’information en lien avec la trajectoire de soins du patient est résumée. Sur celle-ci, il y a
la liste du diagnostic principal (un seul) et des diagnostics secondaires, la confirmation ou
l’infirmation que le diagnostic d’admission demeure le diagnostic principal et la liste des
traitements prodigués. Des archivistes spécialisés en nomenclature médicale procèdent
ensuite à la révision des informations de la feuille sommaire. L’archiviste annote au besoin
la section « traitement » de la feuille sommaire et demande des éclaircissements au médecin
traitant si nécessaire. Ces étapes de validation augmentent la qualité des diagnostics inscrits
au rapport. L’archiviste complète ensuite la codification de l’ensemble des données en
données CIM-9 (jusqu’en avril 2006), ou en données CIM-10-CA (depuis avril 2006).
Notons que la codification en CIM-10 a été endossée par la 43e assemblée pour la santé
mondiale en mai 1990 et a commencé à être utilisée par des pays membres de l’OMS à
partir de 1994 (WHO, 2013). Le Canada a signé son accord de participation en 1995 pour
une implantation dès 2001. Puisque les systèmes de santé sont de juridiction provinciale,
chaque province a décidé du moment opportun d’implanter la codification CIM-10
45
(Johnson, 2004), le Québec étant l’une des dernières provinces à s’y conformer en 2006.
Cette transition entre les codes CIM-9 et CIM-10 en 2006 était nécessaire afin d’ajuster les
données du Québec à celles d’autres provinces canadiennes ou d’autres pays. La
correspondance des codes CIM-10 a été validée et la supériorité aux codes CIM-9 évaluée
(ICIS, 2013). Une fois la codification approuvée, les données liées à l’hospitalisation sont
traitées et catégorisées dans un autre système de classification nommé le All-PatientRefined-Diagnostic-Related-Group (APR-DRG). Les APR-DRG offrent une classification
des données hospitalières couvrant de façon exhaustive toute la clientèle hospitalisée en
centre hospitalier de soins généraux et spécialisés. Ils aident à cibler les efforts de revue
d'utilisation des ressources hospitalières et d'amélioration de la qualité des soins. Nous
reviendrons aux APR-DRG dans la discussion liée à l’évaluation des couts (section 6.7.3).
En bref, la base même du système de codification des diagnostics peut affecter la
validité des études épidémiologiques, d’où la nécessité de tenter d’en comprendre son
fonctionnement. Il ne faut pas oublier qu’en Amérique du Nord les banques administratives
n’ont pas été créées dans un but initial de recherche, mais de remboursement.
En parallèle du fichier des services médicaux de la RAMQ qui centralise les
données propres aux diagnostiques et aux actes, notons également l’existence du fichier des
services pharmaceutiques. Afin d’obtenir un remboursement, les pharmacies font parvenir à
la RAMQ ou à l’assureur privé, selon le régime, une réclamation pour les services offerts et
les médicaments dispensés au patient suite au traitement de l’ordonnance de ce dernier. La
RAMQ assure donc les adultes, ainsi que leurs enfants, qui se retrouvent dans l’une des
trois catégories suivantes : 1) prestataires d’aide financière de dernier recours; 2) personnes
de 65 ans et plus sans régime privé ou dont le régime privé est moins avantageux que celui
de la RAMQ; 3) les individus de moins de 65 ans qui n’ont ni accès à une assurance privée
ni à des prestations d’aide financière (RAMQ, 2008). Les limites du fichier pharmaceutique
pour une étude épidémiologique ou de couts se situent au niveau de la population active des
18 à 64 ans (voir Tableau 4).
46
Tableau 4. Pourcentage des adultes couverts par le régime d’assurance médicament
du Québec de 2000 à 2008.
Année
Adultes assurés*
18 – 64 ans
65 ans et plus
(%)
(%)
(%)
2000
54,4
35,6
91,3
2001
54,3
35,7
90,9
2002
53,7
35,3
90,5
2003
53,3
35,0
90,2
2004
52,9
34,8
90,1
2005
52,5
34,6
90,0
2006
52,0
34,1
89,7
2007
51,7
33,8
89,4
2008
51,2
33,5
89,1
* Adultes de 18 ans et +, inscrits au régime public d’assurance médicament, calculé en
équivalents de temps complet. Calculé à partir des tableaux AM.06 de la RAMQ.
En effet, le groupe des 18 à 64 ans du régime public représente en moyenne
seulement 34,7 % de la population « active ». Ajoutons à cela qu’approximativement 31 %
des 34,7 % des assurés de cette sous-population sont des prestataires d’aide financière de
dernier recours. Nos résultats sur l’utilisation des drogues renseigneront donc adéquatement
sur les prestataires d’aide sociale, mais malheureusement, les résultats pour la souspopulation des autres adhérents dont les employés, les travailleurs autonomes, les gens au
chômage, etc. seront difficilement comparables à la population générale (c.-à-d. validité
externe, voir sous-section suivante 2.3.3). Également, les médicaments en accès libre n’y
sont pas comptabilisés, ni les informations sur les médicaments dispensés en établissements
hospitaliers ou de soins de longue durée (CHSLD). La population active étant reconnue
pour être particulièrement affectée par la douleur lombaire, seul le profil de consommation
de médicaments dans le tiers de la population pourra être exploité et difficilement
extrapolable aux deux autres tiers. Pour cette raison, l’étude présentée dans ce document ne
se fonde pas sur l’analyse des données du fichier des services pharmaceutiques.
47
2.3.3 Validité des banques de données administratives
Le concept de validité revient souvent au cœur des discussions lorsqu’il est question
d’utilisation de banques de données administratives à des fins de recherche. Le concept
général de validité est la capacité d’un test ou d’une approche à distinguer entre l’individu
qui présente une maladie (ou toute autre caractéristique recherchée) et celui qui n’en
présente pas (Gordis, 2004). Il sera question de validité interne lorsque qu’il y aura
discussion des biais potentiels permettant d’établir que ces derniers ont été minimisés ou
contrôlés afin de produire des analyses qui tendent vers des résultats véridiques (Szklo &
Nieto, 2007). Il sera question de validité externe lorsqu’il y aura analyse ou discussion des
caractéristiques de la cohorte étudiée en rapport à la population qu’elle est sensée
représenter. Ce dernier concept de validité s’apparente à la « généralisabilité », et permet au
lecteur de saisir la portée des conclusions de l’étude sur un échantillon par rapport à un
groupe d’intérêt. Par exemple, l’étude de Matilla et collaborateurs portait sur la douleur
lombaire dans une cohorte de militaires finlandais de 18-29 ans (Mattila et al., 2009). Les
auteurs avançaient que cette sous-population était plus souvent hospitalisée que la
population masculine générale de la même tranche d’âge pour une raison de logistique et
qu’il fallait faire attention à la généralisabilité (c.-à-d. les auteurs discutent de la validité
externe de leur étude).
Lors de la conduite d’études épidémiologiques ou pharmacoépidémiologiques, une
partie de la validation interne s’effectue par la validation des mesures utilisées. Par
exemple, lors de l’utilisation d’algorithmes pour construire une cohorte de douleur
lombaire, une étude de validité des mesures permettrait de s’assurer que les codes
diagnostics de douleur inscrits dans le fichier des services médicaux rémunérés à l’acte de
la RAMQ soient représentatifs de la condition réelle de douleur lombaire du patient établie
par le médecin lors de l’examen physique et notée au dossier médical, ou que les
analgésiques inscrits dans le fichier des données pharmaceutiques de la RAMQ soient
conformes à ce que le médecin a réellement prescrit. West et collègues réfèrent plutôt aux
termes de « concordance » et d’ « accord » pour se rapporter à ce genre d’études de
validité, puisqu’il s’agit d’établir une validation à partir d’une comparaison entre plusieurs
sources de données dont l’une est considérée comme la source étalon et l’autre la source à
48
l’étude (Strom et al., 2012 Chapitre 41). Les deux paramètres permettant de s’exprimer sur
la validité sont la sensibilité et la spécificité (voir Figure 6).
Figure 6. Approche pour déterminer la validité des diagnostics dans une source de
données à l’étude
Légende : Dans cet exemple, nous cherchons à vérifier la validité des diagnostics identifiés
dans le fichier des services médicaux rémunérés à l’acte de la RAMQ en comparaison
d’une source étalon, soit dans ce cas-ci la banque de données cliniques du Registre Québec
Douleur. Le registre consigne les diagnostics et l’étiologie de la condition de douleur
lombaire de chaque patient qui consulte un spécialiste de la douleur en 3e ligne de
traitement. Sensibilité = A/(A+C); habilité à détecter les patients qui ont réellement un
diagnostic de douleur lombaire. Spécificité = D/(B+D); habilité à détecter les individus qui
n’ont pas de douleur lombaire.
La sensibilité mesure la capacité de la source de données « évaluée » à correctement
identifier les individus qui, selon la source de données « étalon », possèdent l’issue
d’intérêt. La spécificité mesure, à l’inverse, la capacité de détecter les individus qui ne
possèdent pas l’issue d’intérêt entre les deux sources de données. Il est fréquent qu’une
méthode présentant une grande sensibilité ait une spécificité faible et vice versa. En
fonction de la perspective de l’étude, une sensibilité ou une spécificité élevée sera
recherchée.
49
Dans les banques de données administratives, il est en général question de la
validité des mesures sur les deux principales variables que sont les diagnostics et les
médicaments. Globalement, les banques de données administratives du Canada présentent
des données valides et représentatives de la population (voir Figure 7).
Figure 7. Comparaison de la validité de diverses banques administratives connues
Légende : Plusieurs banques de données médicoadministratives existent internationalement,
mais leur validité pour effectuer de la recherche épidémiologique varie énormément. Le
présent tableau recense la validité des banques médicoadministratives à partir du
recoupement de plusieurs études publiées. Les banques canadiennes (encadré) possèdent
une validité élevée dans plusieurs catégories dont les diagnostics. Tiré de Strom et al., 2012
avec permission.
2.3.4 Précisions sur les fichiers de la RAMQ
Les données administratives sont utilisées depuis plus de 25 ans, les chercheurs en
ayant tiré un constat plutôt positif pour effectuer des études épidémiologiques et
pharmacoépidémiologiques (Strom et al., 2012). Il demeure que la validité des données
administratives a été soulevée maintes fois (Tamblyn et al., 1995; Sorensen et al., 1996). Il
existe de nombreuses banques de données entièrement administratives (p. ex. RAMQ,
Health Service Database en Saskatchewan, Medicaid (É.-U.), etc.), des banques
administratives pouvant être qualifiées de mixtes qui contiennent certaines variables
cliniques (e.g. HMO Research Network (É.-U.)), et enfin des banques de dossiers médicaux
(e.g. UK general practice research database, The Health Improvement Network (É.-U.)).
50
De nombreux pays occidentaux font donc usage de banques de données
administratives pour des fins de réclamation et de suivi des services cliniques depuis les
années 1950. Leur utilisation pour des fins de recherche ne s’est faite qu’autour des années
1980. Cependant, la tendance en Europe dans la même décennie a plutôt été de créer des
banques de données pour des fins de recherche. Depuis quelques années, les banques
médicoadministratives de l’Amérique du Nord s’adaptent progressivement à cette réalité du
chercheur, soit de rendre disponibles les données médicoadministratives qui peuvent y être
exploitées et de permettre de les lier à des données de banques de dossiers médicaux afin
d’accroitre le nombre et la qualité des études épidémiologiques et ainsi faciliter le
processus de veille sanitaire (Strom et al., 2012). La banque administrative de la RAMQ
n’est donc pas un exemple unique de banque médicoadministrative en Amérique du Nord.
Historiquement, elle a été constituée en novembre 1970 sous une perspective visionnaire de
couverture universelle pour des fins purement administratives. Cependant, dans la
littérature médicale, certaines études portant sur des données de la RAMQ apparaissent
dans PubMed au début des années 1980, suivi d’une nette progression d’études publiées
depuis 1995.
Les banques de données médicoadministratives sont avantageuses à plusieurs
égards. Elles permettent d’étudier des maladies rares, des maladies orphelines et d’étudier
l’exposition à plusieurs molécules pharmacologiques particulièrement en raison de leur
grande taille d’échantillon (Sorensen et al., 1996; Vinet et al., 2011). Au Québec, entre
autres, la banque RAMQ a une excellente représentativité de la population (c.-à-d. bonne
validité externe) puisqu’elle regroupe les données médicales d’individus ayant accès à une
couverture universelle. Les banques de données médicoadministratives sont également
particulièrement intéressantes pour des études longitudinales et permettent de s’affranchir
des biais de rappel (Bernatsky et al., 2007; Asghari et al., 2009; Strom et al., 2012). Afin
d’étudier certaines maladies, ou pour déterminer la fréquence d’une condition médicale, des
algorithmes basés sur des codes de diagnostics CIM-9 ou CIM-10 à partir de fichiers
d’actes médicaux, croisés aux fichiers des données pharmaceutiques sont de plus en plus
répandus. Cela permet avant tout de faire des gains en terme de temps par l’analyse
51
secondaire de données déjà disponibles et d’économiser des sommes importantes qui
devraient sinon être déboursées à produire de nouvelles données primaires en procédant à
des études cliniques classiques utilisant des devis prospectifs (Sorensen et al., 1996).
Avec la demande accrue pour des données administratives en vue d’études
épidémiologiques, la proportion d’études portant sur la validité des données de ces banques
médicoadministratives augmente progressivement depuis quelques années. Malgré la très
bonne validité globale de nos banques médicoadministratives au Canada (voir Figure 7), il
faut demeurer critique en fonction des limites qui existent pour les mesures utilisées
(données pharmaceutiques ou diagnostiques) et des conditions de santé étudiées. Deux
publications se sont principalement penchées sur cette question de validité, soit celle de
Wilchesky et collaborateurs sur la validation des diagnostics (Wilchesky et al., 2004) et
celle de Tamblyn et collaborateurs sur la validation des données pharmaceutiques
(Tamblyn et al., 1995). En terme de validation des diagnostics, la banque de données étalon
(« gold standard ») était celle rassemblant les dossiers d’une étude clinique portant sur 15
000 patients de 66 ans et plus de la province du Québec. Un ensemble de 14 maladies, pour
lesquelles il y avait des contrindications d’utilisation de médicaments, a été étudié. Parmi
toutes les réclamations de services médicaux, 72 % présentaient des codes diagnostics
CIM-9 valides, 23 % une absence de codes et 5 % des codes invalides. Parmi les maladies
étudiées, la spécificité des codes CIM-9 était de plus de 90 %, voire même de plus de 98 %
pour la plupart des maladies, sauf pour l’hypertension (88 %). La sensibilité des données
était cependant inférieure à la spécificité, comme attendu, avec des valeurs sous les 61 %.
Cependant, en liant les données diagnostiques de l’étude clinique aux données
diagnostiques extraites du fichier de rémunération à l’acte de la RAMQ pour un même
patient, la sensibilité augmentait de plusieurs points de pourcentage, jusqu’à 72 % dans le
cas du glaucome. La spécificité de ces analyses de données diagnostiques agrégées se
maintenait au-delà de 90 %. Cette étude indiquait donc que la spécificité était excellente
dans la banque administrative de la RAMQ (c.-à-d. capacité à détecter ceux qui n’ont pas la
maladie), mais que la sensibilité était inférieure (c.-à-d. capacité à détecter ceux qui ont la
maladie), constituant une faille de validité interne. Le fait que 28 % des diagnostics étaient
manquants ou invalides pouvait également contribuer à affecter la sensibilité en augmentant
la proportion de faux négatifs. Il faut aussi garder à l’esprit que la mesure étalon était
52
potentiellement imparfaite (c.-à-d. les dossiers cliniques des patients), ce qui fait que ces
mesures de validité devraient être considérées des estimés conservateurs. Le besoin de
travailler avec des données plus sensibles est important pour contrôler l’effet de facteurs
confondants et pour permettre la comparaison des performances entre les dispensateurs de
soins de différents établissements. Pour améliorer la sensibilité, il pourrait être intéressant
d’accroitre la fenêtre de temps d’observation pour capturer plus de diagnostics pour un
même patient. Il serait aussi envisageable de croiser les données diagnostiques avec
d’autres sources, telles que les codes d’actes ou les données pharmaceutiques. Par exemple,
une équipe de recherche s’est penchée sur la sensibilité des codes diagnostics de la RAMQ
liés aux blessures de chute dans la population des plus de 65 ans se présentant à l’urgence.
La sensibilité des codes diagnostics CIM-9 a été évaluée à 54 % en utilisant une fenêtre de
temps élargie, et de 81 % si le CIM-9 était croisé à un code d’acte spécifique aux fractures
(Tamblyn et al., 2000). Néanmoins, il est important de garder à l’esprit que ces deux
précédentes études de validité portaient sur l’analyse de dossiers-patients de plus de 65ans,
et que la validité des données pourrait être inférieure en prenant en compte la population de
tous âges. Une étude a cependant rapporté que les diagnostics d’asthme dans le fichier des
services de la RAMQ étaient très sensibles et spécifiques chez les 16 à 45 ans (85 % et 95
% respectivement) (Blais et al., 2006).
L’étude de Tamblyn et collaborateurs se basait pour sa part sur le fichier
pharmaceutique de la RAMQ et l’analyse des données de prescriptions de 1 917 214
entrées de dossiers-patient âgés de 65 ans et plus. Les dossiers étalons consistaient en des
dossiers de patients consentants de l’hôpital Royal Victoria de Montréal. Sur l’ensemble
des dossiers, seulement 0,4 % présentaient une erreur d’attribution du code d’identification
ou l’absence d’information de paiement pour la prescription. En termes de données
manquantes ou aberrantes (prescriptions hors des normes), peu d’erreurs ont été relevées.
Les plus fréquentes étaient l’absence de précision pour un ordre verbal ou écrit (0,7 %), s’il
s’agissait d’une nouvelle prescription ou d’un renouvèlement (0,7 %), ou l’inscription d’un
codes de moins de cinq chiffres (trois entiers et deux décimales) pour indiquer un dosage
(0,4 %). Un échantillon composé des dossiers initiaux de prescription de 311 patients vus
en clinique a ensuite été croisé avec les données de ces mêmes patients, puis envoyé à la
RAMQ pour évaluer la validité des informations. L’étude révélait que le degré de précision
53
était supérieur à 83 % pour rapporter l’information du patient, des médicaments et du
médecin traitant. La validité des informations de quantité et de durée avoisinait les 70 %.
Les auteurs qualifient de raisonnablement précis le fichier pharmaceutique de la RAMQ, le
classant équivalent ou meilleur que d’autres sources de données. Cependant, il s’agissait
encore d’une étude sur la population des 65 ans et plus, dont la représentativité était
d’environ 90 % dans le fichier des services pharmaceutiques de la RAMQ (voir Tableau 4).
Une autre étude portant sur le profil de consommation de médicaments chez les femmes de
moins de 65 ans avançait la conclusion que la validité interne dans cette tranche d’âge était
acceptable, mais que c’était plutôt la validité externe, la généralisabilité à l’ensemble de la
population, qui risquait d’être grandement affectée à partir d’analyses portants sur les
fichiers pharmaceutiques de la RAMQ (Bérard & Lacasse, 2009).
2.3.5 Résumé de la section sur les banques administratives
En dehors de ces deux études, il existe de nombreuses autres équipes qui ont validé
les données RAMQ pour des conditions de santé bien précises que ce soit en lien avec les
diagnostics, les codes d’acte ou les données pharmaceutiques (Bartlett et al., 2004; Blais et
al., 2006; Monfared & Lelorier, 2006; Cadieux & Tamblyn, 2008; Bérard & Lacasse, 2009;
Kawasumi et al., 2011). Les conclusions étaient en général les mêmes, soit une spécificité
supérieure à la sensibilité, bien que pour améliorer la validité, l’utilisation d’algorithmes
croisés était suggérée (diagnostics x médicaments x actes). Par contre, il est important de
tenir compte de deux critères cruciaux lorsque les conclusions de ces études sont prises en
considération. D’une part, la validité interne peut varier grandement en fonction de la
condition de santé d’intérêt lorsque des données médicoadministratives sont utilisées.
Malheureusement, il n’existe aucune étude publiée ayant visé à valider les codes
diagnostics de douleur au Canada (validité interne). Depuis 2009, le Réseau québécois de
recherche sur la douleur supporte la mise en place d’un registre de données-patient pour les
consultations en cliniques spécialisées de la douleur. Une étude est en cours pour
déterminer la validité interne et externe des études portant sur l’utilisation des banques
médicoadministratives de la RAMQ grâce au jumelage de cette banque aux données
cliniques du Registre Québec Douleur (référence étalon). Les résultats préliminaires de
cette étude démontrent que des différences significatives existent au niveau du profil et de
l’état de santé des patients souffrant de douleur chronique assurés par un régime
54
d’assurance médicament privé versus le régime public d’assurance médicament de la
RAMQ, suggérant ainsi que la validité externe des études pharmacoépidémiologiques
réalisées à partir de ces données est discutable (Lacasse et al., 2012). Les résultats
concernant la validité des codes diagnostics pour identifier les patients souffrant de douleur
chronique au sein des banques médicoadministratives québécoises ne sont pas encore
publiés. D’autre part, la validité externe peut varier également selon la représentativité des
données médicoadministratives face à la population globale. Par exemple, les résultats
obtenus à partir des données pharmaceutiques de la RAMQ sont moins généralisables à la
population des 18-64 ans. En bref, les banques de données médicoadministratives ont une
valeur inestimable pour permettre de produire des analyses secondaires à faible cout, sur
plusieurs années et tout en limitant le biais de rappel, cependant il faut rester critique quant
à leurs potentielles limites de validité interne et externe.
55
2.4 Le cout sanitaire de la douleur lombaire
La rencontre entre l’économie et la santé permet de produire des indicateurs au
niveau de la population qui seront utiles pour les chercheurs et les décideurs. Il existe
plusieurs types d’évaluations économiques (p. ex. évaluation du fardeau économique des
maladies, analyses des couts et bénéfices des traitements [cout-efficacité, cout-bénéfice,
cout-utilité], etc.) et différentes perspectives à partir desquels les indicateurs permettent aux
décideurs d’intervenir pour optimiser le système de santé (perspective de l’état payeur,
perspective sociétale, perspective de l’assureur privé, perspective de l’employeur, etc.).
2.4.1 L’importance de la question économique en santé
Les systèmes de soins de santé sont actuellement confrontés à plusieurs défis
d’envergure : complexité des besoins et des processus de soins, augmentation de la
demande de soins (particulièrement pour les conditions chroniques) et enfin, émergence
d’un paysage économique dans lequel les systèmes de soins doivent faire plus avec moins.
Le défi : une qualité de soins optimum malgré les contraintes. En effet, une qualité de soins
médiocre compromet tous les objectifs des systèmes de santé modernes. Elle est synonyme
de faible satisfaction des patients, de surmorbidité, de mortalité prématurée, et de
majoration des couts de santé (OCDE, 2011b).
L’une des recommandations de l’Organisation de coopération et de développement
économique en 2011 (OCDE; un organisme qui veille sur le bien-être économique de 34
pays dont le Canada) concernant la mesure des indicateurs de la qualité des soins de santé
est:
« d’exploiter pleinement le potentiel des registres et bases de données administratives (à
l’échelle nationale) pour la mesure de la qualité des soins, notamment grâce à l’adoption
d’identifiants uniques par patient, au codage des diagnostics secondaires et à
l’utilisation de la mention « affection présente à l’admission » (pour faciliter la
distinction entre les problèmes de qualité qui relèvent de la responsabilité de l’hôpital et
ceux qui ont d’autres causes) » (OCDE, 2011b).
Plus précisément, l’OCDE encourage l’utilisation du dossier médical électronique
pour dégager des statistiques populationnelles, établir des systèmes de collecte
56
d’informations longitudinales, utiliser des indicateurs communs, veiller à la cohérence des
initiatives de qualité en lien avec les ressources hospitalières, technologiques et
professionnelles et enfin identifier des indices de qualité pour mettre à profit la
performance axée sur les politiques nationales (OCDE, 2011b).
Les dernières années ont vu croitre les couts de santé à une vitesse vertigineuse. En
15 ans, le ratio des dépenses en santé, dans les secteurs privé et public en fonction du
produit intérieur brut (PIB), a connu une augmentation de 25 % au Canada (Figure 8). La
même tendance a été observée aux États-Unis, totalisant une hausse de 32 % pendant la
même période avec un sommet à 17,9 % en 2010.
Figure 8. Dépenses en santé (secteurs privé et public) en fonction du produit intérieur
brut (PIB) au Canada de 1995 à 2012.
Légende : Les dépenses en santé du Canada occupent une proportion de plus en plus élevée
du produit intérieur brut. Tiré de Perspective Monde avec permission, outil pédagogique
des grandes tendances depuis 1945, Université de Sherbrooke.
Des faits saillants dégagés par un autre rapport de l’OCDE (OCDE, 2011a)
décrivent bien l’avantage d’études de couts, aussi partielles soient-elles, mais qui
permettent de faire progresser notre compréhension vis-à-vis des dépenses de santé :
57
•
Entre 1990 et 2008, les dépenses de santé par habitant de la zone OCDE ont
progressé en moyenne de 74 % en termes réels. Elles ont absorbé près de 10 % du
PIB en 2008, contre à peine plus de 5 % en 1970 ;
•
La majeure partie de cette hausse des dépenses de santé a été financée par le secteur
public ; ces dépenses représentent aujourd’hui l’un des principaux postes
budgétaires de l’État : en moyenne, dans la zone OCDE, elles ont absorbé 15 % de
la dépense totale des administrations publiques ;
•
Le vieillissement de la population, une progression rapide des prix des soins
médicaux et l’évolution couteuse des technologies médicales exercent de fortes
pressions sur les budgets de la santé. Si l’on en croit les projections de l’OCDE, les
dépenses publiques de santé, dans les pays membres de l’Organisation, pourraient
croitre en moyenne de 3.5 à 6 points de pourcentage de PIB d’ici 2050.
De ce fait, l’OCDE suggère de :
•
Fournir davantage d’informations sur la qualité et les prix, afin de renforcer la
concurrence et de permettre une évaluation comparative des prestataires, ce qui
contribuerait à diffuser des pratiques optimales.
•
Élaborer des politiques de prise en charge des inégalités rencontrées dans le domaine
de la santé et mieux comprendre les raisons de ces inégalités.
Cette hausse marquée de l’indice des couts de santé est responsable d’un regain
d’intérêt entre autres en regard des stratégies de réduction de couts ayant trait aux
réclamations liées aux accidents de travail ou aux pensions d’invalidité (Wasiak et al.,
2006; Lambeek et al., 2011). Plus spécifiquement, la mise en place de programmes de prise
en charge, suite à un épisode incident de douleur lombaire par exemple, a vu le jour afin
d’assurer une réintégration accélérée des travailleurs blessés et réduire le risque de primes
d’invalidité de longue durée (Loisel et al., 2002). La pression fiscale accrue sur les
systèmes publics d’assurance maladie a même forcé certains pays, comme les Pays-Bas, à
réformer leur système d’allocation en 2006 entre interventions de courtes et longues durées
et couvertures privée et publique (Lambeek et al., 2011). D’ailleurs, cette stratégie s’est
avérée à court terme une bonne décision, permettant aux Pays-Bas de prendre le premier
rang de l’efficience globale des systèmes de santé parmi certains de l’OCDE pour la
période 2007-2009 (Figure 9) (Davis et al., 2010).
58
Figure 9. Efficience des systèmes de santé selon le Commonwealth Fund
Légende : Le Canada occupe le 6e rang sur 7 en terme d’efficience dans le domaine de la
santé selon un sondage de politique des soins parmi une sélection de pays occidentaux de
l’OCDE. Le Canada est tiré en queue de peloton par l’efficacité, la sureté et le temps de
soins. Il est également le 2e pays qui paye le plus cher par habitant pour les soins de santé.
Tiré de OCDE, 2011a avec permission.
Il n’y a aucune solution miracle à la spirale des couts en cours vu la complexité du
problème. C’est donc dans ce contexte que les études de couts sanitaires présentent une
grande utilité pour aborder la question du fardeau socioéconomique des conditions de santé
majeures sur les différents paliers de la société. Ces études permettent aux nombreux
intervenants tels les patients, les professionnels de la santé, les politiciens et assureurs de
cibler des interventions et d’orienter l’allocation des ressources de santé le plus
adéquatement possible (Baldwin, 2004). Cependant, il est important de garder un esprit
critique lors de l’analyse de ces études.
59
2.4.2 Les perspectives analytiques et les différentes catégories de couts
Le pionnier de la pharmacoéconomie nous rappelle que tout est une question de
perspective (Drummond et al., 2005). Ainsi, si l’étude est commanditée par une compagnie
d’assurance, la perspective sera focalisée sur le poids fiscal des indemnités en vue d’établir
la profitabilité d’une couverture d’assurance (Lahiri et al., 2005). Dans d’autres cas, la
perspective privilégiée sera celle de l’état payeur : l’impact budgétaire au Ministère de la
santé et la fréquence de la problématique de santé à l’échelle d’un régime provincial tel
celui du Québec. Enfin, la perspective sociétale sera la plus complète et prendra en
considération les dépenses et le cout de renonciation du patient et de son entourage, les
pertes de productivité liées à l’emploi, l’investissement du gouvernement et les indemnités
versées par l’assureur, etc. Elle englobe un maximum de variables liées à la condition de
santé à l’étude. Ces variables sont regroupées dans trois ensembles, soit les couts directs,
les couts indirects (absentéisme et pertes de productivité) et les couts intangibles. Les
définitions suivantes sont en partie ou en totalité tirées d’un rapport de l’Agence de la Santé
publique du Canada (Ball et al., 2009).
2.4.2.1 Couts directs
Les couts directs renvoient à « la valeur des biens et des services pour lesquels des
sommes ont été payées et des ressources utilisées en vue du traitement, des soins et de la
réadaptation liés à la maladie ou aux blessures ». Lorsque la perspective sociétale est
utilisée, les couts directs comprennent les couts engagés par le système de santé, mais
également les dépenses du patient pour se rendre au lieu de traitement et les dépenses
reliées à l’achat de médicaments en vente libre (c.-à-d. « over-the-counter ») achetés à la
pharmacie, etc.
2.4.2.2 Couts indirects
Les couts indirects représentent « la valeur de la production économique perdue en
raison de maladies, de blessures rendant inapte au travail ou de décès prématurés », souvent
rapportés sous le terme « absentéisme ». Les autres couts indirects comprennent le sousrendement au travail causé par la maladie (« présentéisme »), la valeur de la perte de la
60
production non marchande (p. ex., l’aide aux personnes malades, le travail non payé)
entrainée par la maladie ou un handicap et la valeur du temps de travail ou de loisir perdu
par les membres de la famille ou les amis fournissant des soins à la personne malade.
2.4.2.3 Couts intangibles
La valeur de la morbimortalité (parfois appelée « investissements intangibles »)
reflète la valeur intrinsèque attribuée à une meilleure santé et comprend « les conséquences
personnelles et subjectives associées à la maladie, telles que la douleur physique, la
souffrance morale, l’anxiété, la peur, la détérioration de la santé, le stress dans les relations
personnelles et la vie familiale ». Ce sont des couts considérés intangibles, car il est
difficile de leur attribuer une valeur. Drummond et collaborateurs (Drummond et al., 2005),
les pionniers dans le domaine de l’évaluation économique en santé, suggèrent de remplacer
le terme, car ces conséquences sont de plus en plus évaluées en termes économiques dans
les études de « propension à payer » ou de cout-utilité.
2.4.3 Survol de la littérature
En 1996 aux États-Unis, une étude a été entreprise pour déterminer les 15
conditions de santé les plus couteuses. La douleur du plan dorsal (« back pain ») était
classée au 6e rang national avec 12,2 milliards de dollars, au 3e rang en terme de condition
incapacitante et au 1er rang national pour les jours de travail manqués (Druss et al., 2002).
Une seconde étude portant sur une banque de six employeurs majeurs répartis dans 43 états
américains représentant 375 000 employés de 1997 à 1999 a permis de classer la douleur
lombaire non spécifique au 4e rang des conditions de santé physique les plus couteuses aux
entreprises (Goetzel et al., 2003). Une étude sur l’enquête 2007-2008 sur la santé dans les
collectivités canadiennes nous renseignait dernièrement que les hommes aux prises avec
des problèmes chroniques au dos avaient plus de difficulté à trouver un nouvel emploi et
que tous sexes confondus, les problèmes chroniques au dos présentaient un risque sept fois
plus élevé de ne plus participer à la main-d’œuvre au pays (Churcher et al., 2013). Aux
États-Unis, les couts de santé chez les personnes présentant de la douleur spinale ont connu
une croissance de 65 % de 1997 à 2005. La hausse était principalement en lien avec les
visites ambulatoires et la médication (Martin et al., 2008). Dagenais et collaborateurs
61
rappellent qu’il est risqué de comparer les données de toutes ces études publiées en raison
de la qualité hétérogène des analyses, mais les couts directs de la douleur lombaire se
chiffreraient entre 12,2 et 90,6 G$ US annuellement (Dagenais et al., 2008). C’est
d’ailleurs une étude de 1998 qui rapporte des couts directs de 90 G$ US, soit 1 % du PIB
des États-Unis et quelque 2,5 % du budget global de santé pendant cette année (Luo et al.,
2004). D’autres pays industrialisés sont également fortement affectés par la prévalence de
la douleur lombaire. Le régime d’assurance national français rapporte entre autres des
dépenses de 1,2 G EUR en 1994 et 13 % des raisons d’absentéisme au travail (Depont et
al., 2010). En Allemagne, la douleur lombaire est l’une des sept maladies les plus
couteuses, qui représentait des dépenses de santé de 17,4 G € en 1998 (Becker et al., 2010).
En Grande-Bretagne en 1994, la douleur du plan dorsal (1,6 G £) était tout juste derrière les
maladies coronariennes en ne considérant que les couts directs (voir Figure 10). En prenant
en compte la perte de productivité et autres couts indirects, la douleur du plan dorsal se
classait au premier rang des maladies les plus couteuses à la société (Maniadakis & Gray,
2000). Plus récemment, une étude sur des données de 2005 en Suisse avançait que les couts
de santé pour traiter la douleur lombaire représentaient 2,5 % du PIB de ce pays (Wieser et
al., 2011).
2.4.4 Résumé de la section sur les couts de la douleur lombaire
Les rapports du fardeau socioéconomique de la douleur lombaire sont donc
nombreux, et ce pour plusieurs pays industrialisés. Le constat demeure irrémédiablement le
même; les couts directs de santé de la douleur lombaire sont constamment dans le top 10
des conditions les plus couteuses et en y ajoutant les couts indirects, il s’agit bien souvent
de la condition de santé ayant le fardeau socioéconomique le plus important. Les études sur
des données plus récentes sortent cependant au compte-goutte, comme le démontre cette
étude de Wieser et collaborateurs publiée en 2011 et portant sur des données de 2005
(Wieser et al., 2011).
L’autre constat qui est souvent établi concernant les couts de santé de la douleur
lombaire se rapporte au fait qu’un faible pourcentage d’individus serait responsable de la
majorité des dépenses de santé engendrées (Luo et al., 2004). Il est rapporté que bon
62
nombre des patients qui consultent pour un épisode aigu de douleur lombaire récupèrent en
général rapidement. Cependant, davantage de données permettent désormais d’avancer que
le décours naturel de la douleur lombaire peut comprendre une phase d’exacerbation et
devenir un phénomène récurrent chez certains patients, voire chronique (Fritz et al., 2008).
Ce faible pourcentage de patients aux prises avec de la douleur récurrente, ou chronique
dans certains cas, représente une sous-population dont la condition est complexe à traiter
entrainant des dépenses de santé élevées (Ritzwoller et al., 2006; Fritz et al., 2008).
Malgré plusieurs études fort pertinentes, en Europe et aux États-Unis, démontrant la
lourdeur économique de la douleur lombaire sur les systèmes de santé, il reste beaucoup à
faire. Les études économiques spécifiquement sur la douleur chronique ou récurrente sont
peu nombreuses et surtout basées sur des données autorapportées et sur des études de
prévalence (Boonen et al., 2005; Ekman et al., 2005; Depont et al., 2010). Peu de stratégies
sur l’utilisation des données administratives à des fins de recherche sur la douleur lombaire
récurrente ont été élaborées. Au Canada en particulier, il n’y a pas eu d’évaluation
économique effectuée sur la douleur lombaire à l’échelle de la population, du moins selon
une perspective étatique. Le peu de littérature sur l’épidémiologie de la douleur lombaire au
Canada joue un rôle dans ce constat étant donné que les études économiques s’appuient,
règle générale, sur des études de prévalence ou d’incidence. Avantageusement, les systèmes
de santé des différentes provinces canadiennes utilisent des bases de données
médicoadministratives afin de colliger l’information sur les diagnostics, mais également sur
le volume de services médicaux prodigués par les médecins payés à l’acte. Selon l’ICIS, la
rémunération des médecins pour les services médicaux a augmenté annuellement d’environ
3,6 % de 1998 à 2008, ce qui est une inflation plus élevée que celle de travailleurs dans
d’autres secteurs. La rémunération des médecins serait d’ailleurs le deuxième secteur en
importance en regard aux dépenses dans notre système de santé canadien, derrière les
dépenses d’hôpitaux (ICIS, 2012). Cette composante des couts directs devrait donc être
surveillée en vue d’une potentielle optimisation des soins de santé.
63
2.5 Synthèse de la recension des écrits
La prévalence et l’incidence annuelle de la douleur lombaire ont été démontrées
comme élevées à l’échelle de la population. La douleur lombaire est également reconnue
comme un fardeau socioéconomique grandissant et un enjeu majeur particulièrement dans
les sociétés occidentalisées. Une étude a démontré une hausse de prévalence de douleur
chronique dans la dernière décennie au Canada, et une étude américaine a démontré une
nette progression de la prévalence de la douleur lombaire chronique entre 1992 et 2006. À
partir des ces observations basées sur ces données empiriques, nos objectifs sont les
suivants :
2.6 Objectifs
2.6.1 Objectif principal
Établir le portrait épidémiologique de la douleur lombaire récurrente dans la
population québécoise adulte par une approche basée sur la récurrence de consultations
médicales. Plus précisément nous allons utiliser une banque de données administratives
pour:
1) Mesurer la prévalence annuelle de la douleur lombaire récurrente pour les années 2000
à 2007 selon l’âge et le sexe.
2) Mesurer l’incidence annuelle de la douleur lombaire récurrente au Québec pour les
années 2000 à 2007 selon l’âge et le sexe.
Afin d’atteindre le deuxième objectif principal, nous allons proposer une approche
méthodologique basée sur la révision de l’historique médical de chaque patient de manière
à minimiser la présence de patients considérés à tort naïfs à la douleur lombaire et qui
pourrait contaminer la construction de cohortes incidentes de douleur lombaire.
2.6.2 Objectif secondaire
En adoptant la perspective du système de santé québécois, nous allons évaluer la
tendance séculaire de l’une des composantes des couts directs liés à la douleur lombaire
récurrente sur notre système de santé. Les couts de services médicaux prodigués par les
64
médecins rémunérés à l’acte et liés aux nouveaux cas de douleur lombaire pour les années
2003 à 2007 seront étudiés.
2.7 Hypothèse
Nous proposons que le nombre d’épisodes de douleur lombaire augmente dans la
population et donc que la prévalence de consultations médicales récurrentes pour de la
douleur lombaire devrait augmenter entre les années 2000 et 2007 au Québec. Nous
avançons également l’hypothèse que l’incidence de consultations médicales pour de la
douleur lombaire récurrente est en hausse pendant la même période. La population adulte
en âge de travailler devrait être surreprésentée dans les profils de prévalence et d’incidence
annuelle et devrait engendrer la plus importante proportion des couts directs.
65
3. MÉTHODES ADDITIONNELLES
Pour simplifier la compréhension des articles qui suivent, des détails
méthodologiques additionnels sur la construction de la cohorte de patients à l’étude dans les
articles 1 et 2 sont fournis dans la présente section. Une sous-section sur la méthodologie
ayant permis de produire l’évaluation des couts est ensuite décrite, ces résultats n’ayant pas
fait l’objet d’une publication à ce jour.
3.1 Méthodologie présentée dans les articles 1 et 2
Le projet présenté dans cette thèse fait partie d’un programme de recherche qui vise
à produire un atlas québécois de douleur chronique. La douleur lombaire est donc l’une des
quatre conditions de douleur étudiées avec l’arthrite, la migraine et la fibromyalgie. Le
programme de recherche a été autorisé par le comité éthique de la recherche en santé chez
l’humain du Centre hospitalier universitaire de Sherbrooke (voir Annexe 1) et par la
Commission d’accès à l’information du Québec (voir Annexe 2). Un devis a ensuite été
négocié avec la Régie de l’assurance maladie du Québec puis l’extraction finale autorisée.
Il s’agit donc d’une analyse secondaire sur des données médicoadministratives
rétrospectives de la population adulte du Québec (18 ans et +) ayant consulté pour une
condition de douleur pendant la période s’échelonnant du 1er janvier 1999 au 31 décembre
2008.
3.1.1 Extraction de la cohorte ayant servi à produire l’atlas québécois de douleur
chronique
Les critères d’extraction fournis aux analystes de la RAMQ étaient les suivants :
A. Sélectionner dans le fichier des services médicaux rémunérés à l’acte de la RAMQ tous
les individus ayant reçu des services médiaux entre le 1er janvier 1999 et le 31 décembre
2008 et présentant au moins trois codes diagnostics CIM-9 identiques (trois premières
positions) de migraine, fibromyalgie, douleur lombaire et douleur articulaire sur une
période de 365 jours : codes CIM-9: 346 ou 712 à 735 ou 739.
66
B. À partir du fichier des séjours hospitaliers de la banque MedÉcho du Ministère de la
santé et des services sociaux, hébergé par la RAMQ, sélectionner tous les individus
ayant eu un séjour hospitalier avec une date de départ comprise entre le 1er janvier 1999
et le 31 décembre 2008 et au moins un diagnostic parmi les codes CIM-9 346, 712 à
735 ou 739 ou CIM-10-CA G43, G44, M00 à M99, R26, R29. Conserver la plus petite
date de départ pour chacun des individus.
C. Conserver les individus âgés de 18 ans ou plus à la première date du service en (A) et
(B).
D. Des individus du point (C), conserver ceux dont le numéro d’assurance maladie est
existant et valide dans les banques de la RAMQ.
E. Extraire les dossiers médicoadministratifs de tous les individus du point (D) pour la
période s’échelonnant du 1er janvier 1996 au 31 décembre 2008 parmi le fichier des
services médicaux rémunérés à l’acte, le fichier des services pharmaceutiques, le fichier
des bénéficiaires, le fichier de séjours hospitaliers, le fichier séjours hospitaliersdiagnostics, le fichier d’information sur les professionnels, le fichier d’admissibilité à
l’assurance médicament, le fichier indice de défavorisation et le fichier aire de
diffusion.
À l’étape (E), 1 656 420 dossiers médicoadministratifs de patients présentant un
diagnostic de douleur ont été extraits pour la période à l’étude et transférés de la RAMQ à
l’équipe du Pr Vanasse. Le nombre de patients exclus à chaque étape ne nous a pas été
communiqué. À partir de cette cohorte, une sous-cohorte de patients aux prises avec de la
douleur lombaire récurrente a été construite pour le projet de recherche présenté dans cette
thèse.
67
3.1.2 Critères de sélection pour la création d’une sous-cohorte de douleur lombaire
Afin d’isoler une sous-cohorte entièrement dédiée à l’étude des problématiques de
douleur lombaire récurrente depuis la cohorte principale de douleur chronique, nous avons
procédé ainsi :
F. Explorer les codes CIM-9, à un degré de précision de quatre chiffres, de la cohorte de
douleur chronique du point (E), et ne sélectionner que les codes CIM-9 à quatre chiffres
s’apparentant à la région lombaire (c.-à-d. exclusion des régions cervicales et
thoraciques). Sélection des codes CIM-9 721.3 à 721.9, 722.1 à 722.3, 722.5 à 722.9,
724.0 à 724.9, 739.3 et 739.4. Cette étape a permis de sélectionner 962 458 patients.
G. Éliminer tous les diagnostics identiques du point (F) qui sont répétés dans une même
journée.
H. Sélectionner tous les patients du point (G) qui présentent un minimum de trois
diagnostics similaires, à partir des trois premiers chiffres des codes CIM-9 retenus en
(F), dans une période de 365 jours entre le 1er janvier 1999 et le 31 décembre 2008.
Cette étape a permis de sélectionner 401 264 patients.
Il y a ensuite eu une phase finale de validation des données. En premier lieu, nous
avons vérifié que chaque patient possédait un âge et que celui-ci était égal ou supérieur à 18
ans et inférieur ou égal à 115 ans et 124 jours (c.-à-d. Mme Julie Winnefred Bertrand, la
Canadienne la plus âgée, décédée en 2007 à Montréal à l’âge de 115 ans et 124 jours 4).
Nous nous sommes ensuite assurés que chaque individu possédait un sexe (homme ou
femme) et un code CIM-9 correspondant à nos critères de sélection. Également nous avons
vérifié pour chaque patient pour lequel il existait une date de décès, qu’aucune entrée
n’était postérieure à cette date (c.-à-d. consultation, prescription de médicament, etc.).
Pour expliquer de manière plus concrète comment un patient aux prises avec de la
douleur lombaire récurrente peut être fiché à la RAMQ et se retrouver dans la sous-cohorte
de douleur lombaire, un exemple hypothétique du parcours idiosyncrasique d’un patient est
présenté à la Figure 10.
4"Tiré"de"sources"en"ligne"de"fiabilité"nonPvérifiée":""http://archives.radioP
canada.ca/societe/famille/clips/15670/"et"
http://en.wikipedia.org/wiki/Julie_Winnefred_Bertrand"
68
Figure 10. Exemple de parcours idiosyncrasique d’un patient avec douleur lombaire
Supposons que le patient se présente deux fois pour une douleur lombaire chez son
médecin de famille à l’intérieur de 30 jours, et que ce dernier, à la première rencontre, note
un diagnostic (Dx) de lumbago sur son bordereau de paiement (Dx 1A = CIM-9 724.2). À
la deuxième rencontre, l’état du patient s’aggrave et son médecin de famille détecte une
irradiation au membre inférieur à l’examen physique et note une sciatalgie sur son
bordereau de paiement (Dx 2A = CIM-9; 724.3), puis décide de recommander le patient à
un spécialiste tel qu’un chirurgien orthopédiste. À ce stade, notre patient ne pourrait pas
encore être sélectionné dans la sous-cohorte de douleur lombaire, car il ne répond que
partiellement au critère de trois codes CIM-9 similaires (trois premiers chiffres) à l’intérieur
de 365 jours. Le patient est donc recommandé à un orthopédiste qui procède à une série
d’examens et diagnostique une hernie discale (Dx 1B = bordereau de paiement; CIM-9
722.1). Puisque le diagnostic vient de se préciser et qu’il passe de la catégorie CIM-9
69
« 724 » à la catégorie « 722 », le patient ne sera pas non plus sélectionné dans notre
cohorte lors de l’inscription de ce troisième diagnostic. Pourtant il s’agit bel et bien d’une
consultation récurrente pour un même épisode de douleur lombaire, mais les trois premiers
chiffres CIM-9 lors des trois visites diffèrent. Trois scénarios pourraient faire en sorte que
ce patient soit sélectionné dans notre sous-cohorte au final :
A) le patient n’est pas opéré, l’orthopédiste lui recommande un suivi rapproché avec son
médecin de famille, et lors du suivi ce dernier réinscrit le même code que lors de la
dernière visite du patient (724.3; Dx 3A, Figure 10, boites gris clair) au lieu du code
indiqué par l’orthopédiste (722.1),
B) le patient n’est pas opéré et le médecin de famille et/ou l’orthopédiste effectuent au
moins deux visites de suivi dans la même année avec le code diagnostic d’hernie
discale 722.1 (Dx 2B, 2B’, 3B, 3B’, Figure 10 boites, gris intermédiaire);
C) le patient se fait opérer pour son hernie discale à un moment ou un autre et sera
récupéré par l’envoi du bordereau du médecin pour la chirurgie effectuée (Figure 10,
boites gris charbon) ou dans l’extraction des patients hospitalisés du fichier des services
hospitaliers Med-Echo si nous avions utilisé ce critère dans l’algorithme de sélection de
la sous-cohorte.
Ces trois scénarios feraient en sorte que le critère de trois diagnostics identiques en
365 jours soit rempli et permettrait à ce patient d’être inclus dans la cohorte de patients
récurrents pour de la douleur lombaire dans le cadre de notre étude.
70
3.1.3 Construction des cohortes pour la détermination de la prévalence annuelle
À partir de la sous-cohorte de patients récurrents pour de la douleur lombaire entre
le 1er janvier 1999 et le 31 décembre 2008 décrite à la sous-section 3.1.2, des cohortes
identifiant des patients récurrents pour chacune des années de 2000 à 2007 ont été
construites. La raison expliquant l’absence de cohortes pour les années 1999 et 2008
s’explique par l’approche méthodologique que nous avons préconisée. En effet, nous avons
considéré un patient prévalent si ce dernier avait au moins un de ses trois diagnostics
pendant une période de 365 jours à l’intérieur de l’année d’intérêt. Nous avons donc conçu
un programme permettant de déplacer un cadre de lecture mobile de 365 jours autour de la
date index d’un diagnostic de douleur lombaire dans l’année d’intérêt. Donc si nous
prenons l’année 2007 en exemple, et que le patient se présente le 1er janvier 2007 pour de la
douleur lombaire, le cadre de lecture sera mobile du 2 janvier 2006 au 31 décembre 2007
pour valider la présence de deux autres diagnostics de douleur lombaire et décider d’inclure
le patient dans la cohorte de 2007 (Scénario 1, Figure 11). Par le fait même, le patient sera
aussi un patient prévalent pour la cohorte de 2006. D’autre part, si le patient a trois
diagnostics dans l’année civile de 2007, ce sera également un patient dans la cohorte de
2007 (Scénario 2, Figure 11). Enfin si le patient se présente avec un premier épisode de
douleur lombaire le 31 décembre 2007, le cadre de lecture de 365 jours s’étendra jusqu’au
30 décembre 2008 pour vérifier la présence de deux autres diagnostics de douleur lombaire
(Scénario 3, Figure 11). Le patient pourrait ultimement être considéré dans une cohorte de
2008, cependant étant donné que le cadre de lecture ne puisse pas s’étendre en 2009 (c.-à-d.
données non disponibles), la cohorte serait considérée incomplète, la raison pour laquelle
aucune cohorte n’a été construite pour les années 1999 et 2008.
71
Figure 11. Différents scénarios d’inclusion d’un patient considéré prévalent pour de la
douleur lombaire récurrente.
Une fois les cohortes de patients construites, la prévalence est ensuite déterminée en
divisant le nombre d’individus présentant de la douleur lombaire récurrente par la
population adulte totale de la province du Québec pour chacune des années d’intérêt. Les
estimés démographiques en fonction de l’âge et du sexe pour la population québécoise de
2000 à 2007 ont été obtenus de Statistiques Canada (StatCan, 2012).
72
3.1.4 Construction des cohortes pour la détermination de l’incidence annuelle
Dans un deuxième temps, nous avons tenté de définir l’incidence de la douleur
lombaire récurrente. À partir des cohortes annuelles de prévalence construites selon la
méthodologie présentée à la sous-section 3.1.3, nous avons examiné l’historique médical de
chacun des patients. Ainsi, en bénéficiant de données médicoadministratives débutant le 1er
janvier 1996, nous avons disposé, par exemple, de 11 années d’historique
médicoadministratif pour la cohorte de 2007. Nous avons procédé par une approche de
clairance de diagnostics, c’est à dire qu’à partir de la date index du premier diagnostic
inscrit en 2007 pour un patient, nous avons examiné son passé médical pour déterminer s’il
avait consulté antérieurement pour un problème de douleur lombaire. Dès que nous
rencontrions un diagnostic de douleur lombaire parmi les codes CIM-9 721, 722, 724 ou
739 dans le passé médical du patient, le patient était exclus de la cohorte incidente. Nous
avons donc programmé un compteur de « jours de recul », la date index de chaque patient
étant le jour 0, et le 1er janvier 1996 pouvant correspondre au maximum au jour 4 371 de
recul, par exemple dans le cas d’un patient ayant consulté pour la première fois de sa vie le
31 décembre 2007 (c.-à-d. que pour ce patient nous aurions eu 4371 jours de dossier
médical vierge de tout diagnostic de douleur lombaire avant la date index du 31 décembre
2007). Nous avons ensuite transformé le nombre de « jours de recul » en mois ou en années
de manière à produire une courbe de clairance de diagnostics. Des valeurs prédictives
positives (VPP) et des coefficients de Kappa ont ensuite été calculé pour déterminer la
période de recul optimale pour construire une cohorte incidente la moins contaminée
possible par des cas prévalents. La même procédure a ensuite été répétée pour chacune des
cohortes annuelles de prévalence, soit au final de 2000 à 2007. Chacune des cohortes
annuelles a ensuite été divisée par la population à risque adulte du Québec pour l’année
d’intérêt correspondante. Une description détaillée des méthodes statistiques utilisées se
retrouve à la section 4.2.3 correspondant aux méthodes de l’article 2.
73
3.2 Approche méthodologique pour l’étude de couts
Une fois la morbidité d’une condition de santé établie, il est intéressant d’en étudier
le poids économique pour en connaitre son impact sur les budgets de fonctionnement. En
prenant la perspective de l’état payeur, le cout sanitaire d’une maladie sera représenté par
des variables telles que le cout des services médicaux, des médicaments, et des dépenses
hospitalières (ressources humaines, matérielles et immobilisations). Les épisodes de soins
sont reconnus pour être idiosyncrasiques dans notre système public (voir Figure 10).
Chaque patient se présentant avec une douleur lombaire ne sera pas nécessairement traité
de manière identique (Kaplan & Porter, 2011). Ainsi, bien que d’apparence simple,
l’évaluation du cout sanitaire d’une condition de santé multifactorielle telle que la douleur
lombaire devient une tâche ardue. Il est donc préconisé de tenter de suivre le parcours de
chaque patient pour lui étiqueter un cout individuel qui servira à produire des couts
médians pour une population donnée. De manière générale, l’analyse de couts directs selon
la perspective étatique propre au système public en place au Québec se décline sous trois
classes : le cout des services médicaux (consultations, examens et interventions), les couts
pharmaceutiques sous ordonnance ainsi que les couts d’hospitalisation. En raison de la
représentativité limitée des données pharmaceutiques pour la population adulte de 18 à 65
ans, nous avons décidé de nous concentrer davantage sur l’évaluation des couts
d’interventions pour lesquels nous avions des données pour l’ensemble de la population.
Également, nous n’avons pas produit d’analyses pour les couts d’hospitalisation autre que
la rémunération des médecins spécialistes pour des chirurgies. Cette décision vient du fait
qu’il est difficile de déterminer un cout de ressources d’hospitalisation (c.-à-d. ressources
humaines, taxes foncières, électricité, matériel, etc.) en raison de l’approche déductive
utilisée par le Ministère de la santé et des services sociaux pour déterminer les couts liés
spécifiquement aux interventions pour douleur lombaire en centre hospitalier qui sont
inclus dans une grande catégorie de soins de santé physique. Des détails en regard de ces
limites sont fournis dans la discussion à la section 6.7.3. La section additionnelle des
méthodes portera donc sur les couts des services médicaux rémunérés à l’acte uniquement.
74
3.2.1 Utilisation des cohortes incidentes pour la détermination des couts
Afin d’évaluer le cout des actes médicaux, nous avons sélectionné les cohortes
incidentes de patients avec douleur lombaire récurrente pour les années 2003 à 2007. Ce
choix a été basé sur l’analyse de clairance de l’article 2 (voir section 4.2.3) étant donné la
nécessité de tenir compte d’une période tampon de sept années pour obtenir une très bonne
convergence du coefficient de Kappa et de la valeur prédictive positive, et en fonction de la
disponibilité de données médicoadministratives de 1996 à 2007. Le dossier médical de
chaque patient a ensuite été isolé en fonction de chaque période de 365 jours suivant la date
index de la première consultation médicale en lien avec un diagnostic de douleur lombaire.
Chaque période a été numérotée en conséquence. Par exemple, pour la cohorte de patients
incidents de l’année 2003, si un patient a eu un diagnostic de douleur lombaire le 15 mars
2003, tous les actes et consultations en lien avec de la douleur lombaire ont été extraits pour
l’année index (an 1 : 15 mars 2003 au 14 mars 2004) et pour les quatre années de suivi, soit
pour l’an 2 (15 mars 2004 au 14 mars 2005), pour l’an 3 (15 mars 2005 au 14 mars 2006),
pour l’an 4 (15 mars 2006 au 14 mars 2007) ainsi que pour l’an 5 (15 mars 2007 au 14 mars
2008).
3.1.2 Préparation des matrices de couts pour les années 2003 à 2007
Un programme d’analyse a ensuite été préparé à l’aide du logiciel SAS (version 9.3)
de manière à obtenir une matrice des combinaisons uniques des codes d’actes. La première
étape a consisté à récupérer tous les codes d’actes correspondant à un code diagnostic lié à
la douleur lombaire pour chaque année à l’étude. La matrice a donc été programmée de
manière à croiser chaque code d’acte selon le type d’établissement (cabinet privé, clinique
privée, CLSC, CHSLD, établissements hospitaliers, etc.), le type de spécialiste (45
spécialités médicales), le type de facturation (c.-à-d. manuel des omnipraticiens, manuel
des spécialistes, manuel de rémunération mixte, manuel de laboratoire, etc.), le rôle de
facturation (médecin traitant, anesthésie, assistance en anesthésie, assistance médicale, hors
Québec) et l’année de facturation. Toutes les combinaisons pouvant produire une clé
unique de cout ont été transférées dans un tableur Excel. Pour clarifier la séquence, prenons
l’exemple d’un patient ayant consulté un médecin pour de la douleur lombaire à trois
occasions dans une période de 365 jours (voir Figure 12).
75
Figure 12. Différents scénarios pour l’inclusion d’un patient dans une cohorte
incidente de consultations récurrentes pour douleur lombaire pour l’analyse des couts
Dans le scénario 1, il s’agit d’un patient prévalent en 2006 et en 2007, mais le
patient est cependant incident en 2006 uniquement. Notre algorithme de clairance aura
permis d’exclure ce patient de notre cohorte incidente de 2007. Les données de ce patient
ne seront donc pas retenues pour l’analyse de couts directs pertinente aux patients incidents
en 2007. Dans le scénario 2, le patient consulte le 4 février 2007 et de manière rapprochée
pour sa douleur lombaire au cours de l’année 2007. Chaque clé unique pour ses
consultations médicales sera associée à un cout de service médical disponible dans les
manuels de facturation de 2007. Dans le scénario 3, le patient a une date index en février
2007, cependant sa 3e consultation a lieu en début d’année 2008. Le patient est donc bel et
bien incident en 2007, bien que sa fenêtre d’incidence de 365 jours s’étende jusqu’en
février 2008 et englobe une 3e consultation dans une autre année civile. Dans ce scénario,
les clés uniques devront correspondre aux dates respectives des manuels de facturation des
76
années 2007 et 2008, selon le cas. La préparation des matrices de clés uniques a donc été
effectuée pour l’année index et chacune des années de suivi disponibles. Au total, 15
matrices ont été préparées pour chacune des cinq années index des cohortes incidentes et
chacune des années de suivi. Ces 15 matrices ont ensuite été associées à des prix identifiés
dans 89 manuels de facturation (c.-à-d. les manuels de l’omnipraticien, les manuels des
spécialistes, les brochures de rajustement, les manuels des services de laboratoire, les
manuels de rémunération mixte), puis été catégorisés par année et par profession
(omnipraticien vs spécialiste). L’information extraite de ces manuels a été consignée dans
un tableur Excel. Les fichiers ont été partagés entre deux codeurs (stagiaire de niveau
prédoctoral (François Michaud) et NB). Des rencontres hebdomadaires entre les
évaluateurs ont eu lieu pour valider les codes complexes et clarifier les exceptions (codes
de déplacement, de primes, etc.). Les 15 matrices ont ensuite été fusionnées afin de
produire cinq grandes matrices englobant tous les codes et les couts pour chacune des
années de 2003 à 2008. Une validation d’un échantillon de 10 % des codes parmi ces cinq
matrices a été effectuée par NB.
3.1.3 Analyse sommaire des couts
Une analyse descriptive a été effectuée afin de rapporter la tendance séculaire des
couts associés à un premier épisode de consultation récurrente de douleur lombaire. Afin de
permettre la comparaison des couts de services médicaux déduits pour chacune des
cohortes incidentes, nous avons procédé à une correction des valeurs monétaires afin de les
ajuster en dollars constants de 2007 correspondant à la dernière année de notre cohorte.
Pour ce faire, la façon la plus commune de procéder est d’ajuster les dollars d’une année
d’intérêt (p. ex. 2003) à une année référence (c.-à-d. 2007). La Banque du Canada fournit
une feuille de calcul de l’inflation qui utilise les données mensuelles de l’indice des prix à
la consommation fournis par Statistiques Canada. Cela permet de déterminer la valeur
actuelle d’un produit de consommation d’une année antérieure (c.-à-d. aliments, logement,
transport, loisirs, etc.) (Voir Tableau 5). Cependant, les services médicaux ne suivent pas
nécessairement la fluctuation des biens de consommation. À cet égard, l’Institut canadien
d’information sur la santé (ICIS) rapporte qu’aucun indice ou méthodologie consensuelle
n’est accepté pour déflater les dépenses de santé au Canada (ICIS, 2005). De ce fait, les
77
ajustements sont également effectués avec l’indice implicite des prix, ou selon d’autres
approches, par exemple à l’aide des indices d’honoraires générés par les médecins si les
couts calculés y font référence, sinon à l’indice implicite des prix des dépenses courantes
du gouvernement. L’ICIS dégage ces indices à partir de données fournies par les provinces.
Ainsi, la RAMQ produit des tableaux sur l’évolution du cout des services médicaux et du
nombre de médecins, selon le mode de rémunération au Québec. Nous avons donc utilisé
les tableaux de 1999-2003 et de 2003-2007 afin de dégager les dépenses spécifiques aux
rémunérations à l’acte. Puisque tous les couts directs analysés dans la présente étude
proviennent d’actes prodigués par les médecins, soit leurs données de facturation, nous
avons divisé l’ensemble de cette rémunération annuelle par le nombre de médecins, afin
d’obtenir un salaire moyen. La fluctuation du salaire annuel moyen par rapport à l’année de
référence de 2007 nous permet donc de calculer un taux d’ajustement pour pouvoir
comparer les couts de services médicaux sur une même base. Le tableau 5 présente la
fluctuation de la rémunération à l’acte en comparaison de l’inflation basée sur l’indice des
prix à la consommation ou sur l’indice implicite des prix.
Tableau 5. Taux d’ajustement pour comparer les données en dollars constants de 2007
Années
Ensemble de la Nombre de Salaire
rémunération à médecins
moyen
l’acte et à
($)
l’unité ($)
2000
1 942 003 641 13 563
2001
2 118 205 824 13 864
2002
2 124 820 440 14 083
2003
2 290 015 673 14 452
2004
2 398 696 706 14 660
2005
2 437 229 125 14 999
2006
2 493 810 576 15 158
2007
2 606 121 308 15 423
* Année de référence pour l’ajustement
143 184
152 785
150 878
158 457
163 622
162 493
164 521
168 976
Inflation
des salaires
des
médecins
(Québec)
(%)
18,01
10,60
12,00
6,64
3,27
3,99
2,71
-*
Inflation
Banque
du
Canada
(%)
Indices
implicites
de prix
(Québec)
(%)5
15,89
13,76
10,28
8,56
6,08
3,43
2,39
-*
15,08
13,44
11,40
8,58
6,39
4,60
2,57
-*
5
Statistique Canada, tableau CANSIM 384-0036, Indices implicites de prix, produit intérieur brut (PIB),
comptes économiques provinciaux, annuel (indice, 2002=100), publié le 1 mai 2012.
"
78
Les données de facturation annuelles liées à chacun des diagnostics de douleur
lombaire des patients investigués par un médecin ont ensuite été colligées à l’échelle de la
cohorte. Le total de chacun de ces patients a permis de déduire un cout total de services
médicaux liés à une première année de consultation récurrente de douleur lombaire. Les
couts médians ont ensuite été stratifiés en cinq fourchettes d’âge de 15 ans, et selon le sexe
pour chacune des années de 2000 à 2007. Les patients incidents de 2003 bénéficiant de cinq
années de suivi longitudinal après leur date index, nous avons pu également analyser le
profil séculaire des couts de cette cohorte de manière « prospective ». Enfin, les cohortes
incidentes de 2003, 2004, 2005 et 2006 nous ont permis de dégager deux périodes
consécutives de consultation d’une durée 365 jours permettant d’examiner l’évolution des
couts de patients incidents pour de la douleur lombaire à l’année index et à leur première
année de suivi. Nous avons donc calculé et comparé les couts médians et totaux entre la
première année de traitement et la seconde pour chacun des patients incidents.
79
4. RÉSULTATS
4.1 Présentation de l’article 1 portant principalement sur la prévalence de
consultations récurrentes pour de la douleur lombaire.
4.1.1 Avant-propos
Titre
Prevalence of claims-based recurrent low back pain in a Canadian population: A secondary
analysis of an administrative database.
Auteurs
Nicolas Beaudet
Josiane Courteau
Philippe Sarret
Alain Vanasse
(candidat au PhD)
(PhD; associée de recherche)
(PhD; professeur titulaire, codirecteur)
(MD PhD FCMF; professeur titulaire, directeur principal)
Statut de l’article
Soumis :
Accepté :
Publié :
9 janvier 2013
19 avril 2013
29 avril 2013
Titre du journal
BMC Musculoskeletal Disorders 2013, 14:151
Facteur d’impact : 1.88
Statistiques de consultation (en date du 31 octobre 2013) : 1 273
Précisions détaillées sur la contribution
Cet article présente une analyse effectuée sur le fichier des services rémunérés à
l’acte de la Régie de l’assurance maladie du Québec afin de déterminer la prévalence de la
douleur lombaire récurrente en terme de consultations médicales. L’étude propose une
analyse descriptive du nombre de cas en fonction de l’âge, du sexe et du type de diagnostic.
L’étudiant (NB) a contribué à raison de 75 % dans la stratégie de préparation du manuscrit
en soumettant ses idées, hypothèses et vision de l’étude. Les deux directeurs (AV et PS)
ainsi que l’associée de recherche de l’équipe Primus (JC) ont ensuite orienté l’étudiant au
travers de discussions et de rencontres de suivi pour produire une étude compréhensive et
80
publiable. NB a contribué à 80 % de l’analyse des résultats. JC a encadré NB dans
l’utilisation de logiciels d’analyse tels que SAS et la compréhension des statistiques à
préconiser. JC a également fourni des analyses initiales qui ont servi de base à NB pour
pousser plus loin sa compréhension et recréer lui-même l’ensemble des analyses en
modifiant les paramètres et les variables selon les discussions de suivi avec AV, JC et PS.
NB a contribué à 90 % de l’écriture du manuscrit. Il a produit une première ébauche qui a
été annotée par AV, JC et PS. Une version définitive a ensuite été produite puis envoyée à
Mme Catherine Brown, offrant des services de révision de l’anglais scientifique.
4.1.2 Résumé de l’article en français
De nombreuses études présentent une prévalence élevée et à la hausse pour la douleur
lombaire. Il est également suggéré qu’une proportion importante des cas aigus de douleur
lombaire se mue en douleur lombaire récurrente à l’intérieur d’une fourchette de 12 mois.
Cependant, peu d’équipes se penchent sur la tendance de la prévalence annuelle de la douleur
lombaire récurrente sur plusieurs années successives ou en fonction d’une catégorisation par
âge et sexe.
En préconisant une perspective administrative, nous avons construit une cohorte
rétrospective de 401 264 patients sélectionnés à partir d’une base de données provinciale sur
les services médicaux rémunérés à l’acte. Les informations médicales de tous les adultes âgés
de 18 ans et plus ayant consulté un minimum de trois fois un médecin pour une raison
médicale liée à de la douleur lombaire associée à un code diagnostic CIM-9 721, 722, 724 ou
739 ont été récupérées pour une période s’échelonnant des années 2000 à 2007. Toutes les
analyses ont été catégorisées selon l’âge et le sexe du patient.
La prévalence annuelle de la douleur lombaire récurrente liée aux consultations
médicales a diminué de 1,64 % à 1,33 % entre 2000 et 2007. Cette diminution a été observée
principalement dans la fourchette d’âge des 35 à 59 ans. Les femmes âgées (>80 ans) étaient
1,35 plus à risque que les hommes du même âge à consulter un médecin pour un problème
lombaire récurrent. Le diagnostic le plus fréquent entre 2000 et 2007 est demeuré le
« problème de douleur lombaire non spécifique ». La catégorie de diagnostic ayant connu la
81
plus grande augmentation pendant la même période correspond aux « séquelles de chirurgies
lombaires antérieures ».
La prévalence annuelle de la douleur lombaire liée à des consultations médicales a
progressivement diminué de 2000 à 2007 chez les jeunes adultes (< 65 ans), alors qu’elle a
connu une augmentation chez les personnes âgées (> 65 ans). La population canadienne
faisant actuellement face à une augmentation drastique de la proportion de personnes âgées, il
est envisageable que la douleur lombaire récurrente ait un impact négatif grandissant sur la
qualité de vie des ainés et sur notre système de santé.
82
4.1.3 Article sous format manuscrit
Prevalence of claims-based recurrent low back pain in a Canadian population: A
secondary analysis of an administrative database.
Nicolas Beaudet1, Josiane Courteau1, Philippe Sarret2 and Alain Vanasse1*
Institution : 1- Department of Family Medicine, 2-Department of Physiology and
Biophysics, Faculty of Medicine and Health Sciences, Université de Sherbrooke,
Sherbrooke, Quebec, Canada.
Short Title: Recurrent low back pain prevalence between 2000 and 2007.
*Corresponding Author:
Alain Vanasse, MD, PhD, FCMF
Department of Family Medicine, Faculty of Medicine and Health Sciences, Université
de Sherbrooke
3001, 12e Avenue Nord, Sherbrooke, Quebec, J1H 5N4, Canada
Phone : (819) 820-6868, ext. 15 130
FAX : (819) 564-5424
Email : [email protected]
Key words : prevalence, recurrence, low back pain, administrative database, registry,
elderly, secondary analysis, universal health plan
83
ABSTRACT
BACKGROUND : There is a vast literature reporting that the point prevalence of low
back pain (LBP) is high and increasing. It is also known that a large proportion of acute
LBP episodes are recurrent within 12 months. However, few studies report the annual
trends in the prevalence of recurrent LBP or describe these trends according to age and sex
categories.
METHODS: We conducted a retrospective cohort study involving 401 264 adults selected
from the administrative database of physician claims for the province of Quebec, Canada.
These adults, aged 18 years and over, met the criteria of having consulted a physician three
times within a 365-day period between 2000 and 2007 for a LBP condition corresponding
to ICD-9 codes 721, 722, 724 or 739. All data were analyzed by sex and clustered
according to specific age categories.
RESULTS: We observed a decrease from 1.64 % to 1.33 % in the annual prevalence
between 2000 and 2007 for men. This decrease in prevalence was mostly observed between
35 and 59 years of age. Older (≥65 years) women were 1.35 times more at risk to consult a
physician for LBP in a recurrent manner than older men. The most frequently reported
diagnosis was non-specific LBP between 2000 to 2007. During the same period, sequelae
of previous back surgery and spinal stenosis were the categories with the largest increases.
CONCLUSION : The annual prevalence of claims-based recurrent LBP progressively
decreased between 2000 and 2007 for younger adults (<65 years) while older adults (≥65
years) showed an increase. Given the aging Canadian population, recurrent low back pain
could have an increasing impact on the quality of life of the elderly as well as on the
healthcare system.
84
BACKGROUND
Low back pain (LBP) is a common and costly health condition [1, 2]. Lifetime prevalence
has an average of 39 % (+/- SD 24 %), with a large variability depending on the surveyed
population and the LBP definition [3]. In a lifetime, recurrent episodes will affect a large
subset of the LBP population [2, 4, 5]. One patient out of four presenting with an acute
LBP episode is likely to experience a LBP recurrence within one year [3, 6].
Approximately 10 % of the LBP-presenting individuals will suffer from chronic LBP [7].
These recurrent episodes and chronic cases are responsible for most of the health expenses
related to LBP [8-10].
An overview of the extensive literature on low back pain led us to the following
observations: 1) only 38 % of prevalence studies that were reviewed provide definitions for
recurrent LBP, thus making comparisons difficult [11]; 2) LBP is often reported as a point
prevalence but its longitudinal progression is seldom investigated [12-14]; 3) sex and age
variables are often aggregated, which limits descriptive and categorical analyses of the data.
International experts recently used a consensus approach to propose definitions for back
pain [15] or recurrent low back pain [16]. This issue has been examined frequently in recent
years, and the community is already adopting these standards. Regarding the prevalence of
low back pain over time, the use of survey- or questionnaire-based designs is not optimal.
Recall biases, small sample sizes and costs are drawbacks to longitudinal studies. While
national surveys allow repeated measurements of the prevalence over time, definitions
regarding low back pain are not always specific [17], and the accuracy of LBP estimates
generated with large population surveys remains debatable with regards to the variations
reported [18]. To complement the results obtained with surveys, the frequency of a health
condition can be estimated based on the secondary analysis of administrative healthcare
85
databases [19]. Administrative databases are often developed for preparing healthcare
economic evaluations [20, 21]. Recall biases are avoided [22] and data is homogeneously
extracted (Cherkin et al., 1992). In a universal healthcare system based on a centralized feefor-service, the specificity of the administrative databases is high, in part because
physicians promptly submit claims for the services provided to patients [24].
Therefore, by analyzing large data sets such as those found in administrative health care
databases, prevalence can be determined over a longer period than in other designs. Also,
the sample size is larger; therefore, categorical analyses by sex and age can be performed
allowing for a better understanding of the LBP condition in different subpopulations over
time.
The objective of our study was to evaluate the prevalence of claims-based recurrent low
back pain in a universal health care system for the population of the province of Quebec
over an 8-year period starting in 2000. By performing secondary analyses on this extensive
administrative database, we provide a descriptive portrait of the longitudinal progression of
the annual prevalence of recurrent LBP cases in specific age and sex categories.
86
METHODS
Design and data sources
A secondary analysis of medical administrative data, obtained from the databases of the
Régie de l’Assurance Maladie du Québec (RAMQ), was used to perform a retrospective
population-based cohort study. In the province of Quebec, the RAMQ is the government
agency responsible for administering the provincial health plan, which came into effect in
1970. This plan covers medical services for Quebec residents. The RAMQ centralizes
billing and service information from physicians and hospitals. In this study, the physician
claims database for Quebec was used, providing information on the patient’s identification,
the date of service and the primary diagnosis of the visit (four-digit International
Classification of Diseases, 9th Revision, or ICD-9, codes). Each Quebec resident is assigned
a unique health insurance number for identification purposes, and it is further encrypted by
the RAMQ for confidentiality reasons. Demographic estimates by sex and age for the
province of Quebec were obtained from Statistics Canada [25]. The local Institutional
Ethics Board and the Commission d’accès à l’information du Québec approved this study.
Study cohort for claims-based recurrent low back pain
The cohort was selected among Quebec residents, aged 18 and older, who consulted a
physician (primary care or specialist) in an ambulatory care facility (emergency, urgent
care clinic or outpatient clinic) for a low back pain condition between January 1, 1999 and
December 31, 2008. In this study, we considered the older population as being ageg 65 or
older. 401 264 adult patients were selected using the physician claims database for “claimsbased recurrent low back pain” if they had at least three identical LBP diagnoses (3-digit
ICD-9 codes 721, 722, 724 or 739) within a period of 365 days, with at least one of the
87
diagnoses in the year under study.
Data analyses
The annual prevalence reports the proportion of patients identified with recurrent claimsbased LBP for the estimated adult population in the province of Quebec for every year
between 2000 and 2007. The annual frequency of ICD-9 codes was also reported according
to a classification proposed by Cherkin and colleagues, which is based on clinical
categories of mechanical low back problems [23]. Extraction of the data was performed
with SAS (version 9.2; SAS Institute Inc, NC, USA). Graphing, linear regressions and
prevalence ratios were prepared with GraphPad (version 5.d; Graphpad Software Inc., CA,
USA). Confidence intervals (99 %) were determined with the Wilson score interval
method.
88
RESULTS
In 2000, among the total population of 5.8 million adults in the province of Quebec, 89 687
patients consulted a physician at least three times within a one-year period for a condition
related to low back pain. This resulted in a recurrent claims-based LBP prevalence of 1.64
% for men and 1.47 % for women. Eight years later, in 2007, 81 329 patients were selected
based on the same criteria, leading to a prevalence of 1.33 % for both sexes (Figure 1).
Figure 1. Annual prevalence of claims-based recurrent low back pain or men and women
for 2000 to 2007.
Figure 1. Bars represent the annual prevalence of claims-based recurrent low back pain in
the Canadian province of Quebec for men (black bars) and women (shaded bars). The 8year mean prevalence for men (solid line) and women (dotted line) shows the difference
between the sexes (shaded area). Both distributions display a progressive and significant
decrease from 2000 to 2007.
Although the demographic growth of the adult population of Quebec was on average 0.63
% per year between 2000 and 2007, the prevalence of recurrent claims-based low back pain
progressively decreased in the same period. A detailed analysis using 5-year age categories
allowed us to determine a prevalence peak of 2.1 % for adult men presenting a recurrent
LBP consultation pattern between the ages of 35 to 59 in 2000 (Figures 2A).
89
Figure 2. Annual prevalence of claims-based recurrent low back pain in 2000 and 2007.
Figure 2. Annual prevalence of claims-based recurrent low back pain in 2000 and 2007 by
age categories and sex. A) Profile of the male cohort prevalence. The mean prevalence in
2000 (solid line) is higher than in 2007 (dotted line). B) Profile of the female cohort
prevalence. The mean prevalence in 2000 (solid line) is slightly lower than in 2007 (dotted
line).
In 2007, this peak reached 1.8 %, a decrease of 17 %. On the other hand, in 2000, women
presented a bi-phasic distribution, with peaks in their early fifties (1.9 %) and in their late
90
seventies (1.8 %) (Figure 2B). Similar to men, a prevalence decrease was observed in 2007
for women under 65 years of age, while older female cohorts showed an increase (2 %).
The greatest annual prevalence drop between 2000 and 2007 was observed in younger men
and women (18-34 years) with a decrease of 38 % and 28 % respectively (Table 1).
Table 1. Comparison of claims-based recurrent LBP prevalence by age category and sex
between 2000 and 2007.
Age/Sex Prev1 2000 (%) [99 % CI] Prev 2007 (%) [99 % CI] % Var2 Slope3
18-34
Male
1.13
[1.10 – 1.16]
0.70
[0.68 – 0.73]
-38
-0.061
Female
0.89
[0.87 – 0.92]
0.64
[0.62 – 0.66]
-28
-0.033
35-49
Male
2.05
[2.01 – 2.09]
1.63
[1.59 – 1.66]
-21
-0.062
Female
1.65
[1.62 – 1.69]
1.45
[1.41 – 1.48]
-12
-0.027
50-64
Male
1.93
[1.89 – 1.98]
1.68
[1.64 – 1.72]
-13
-0.032
Female
1.78
[1.73 – 1.82]
1.55
[1.52 – 1.59]
-13
-0.028
65-80
Male
1.36
[1.31 – 1.41]
1.33
[1.29 – 1.38]
-2
-0.001
Female
1.72
[1.67 – 1.78]
1.79
[1.74 – 1.84]
+4
+0.016
80 +
Male
1.29
[1.18 – 1.41]
1.35
[1.26 – 1.45]
+5
+0.004
Female
1.58
[1.50 – 1.67]
1.83
[1.75 – 1.91]
+16
+0.005
[1] Prev : Prevalence in percentage
[2] % Var : percentage of variation between 2000 and 2007.
[3] Slope values based on the linear regressions of the prevalence for every age category, years 2000 to 2007.
Negative slopes, reflecting the longitudinal decrease across the eight years analyzed, were
also observed for all age categories corresponding to the labor force population (under 65
years). Nonetheless, even if the cohort of men, overall, showed a greater decrease in their
prevalence between 2000 and 2007 than the cohort of women, men between 18 and 64
years of age were 1.08 to 1.26 times more likely than women to consult in a recurrent
manner for low back pain (Table 2).
Table 2. Men’s prevalence ratio for claims-based recurrent LBP compared to women in
2000 and 2007.
91
Age / Year 2000
[99 % CI]
2007
[99 % CI]
1.26
[1.22 – 1.32]
1.10
[1.05 – 1.16]
1.24
[1.20 – 1.27]
1.12
[1.09 – 1.16]
1.09
[1.05 – 1.13]
1.08
[1.05 – 1.12]
0.79
[0.75 – 0.83]
0.75
[0.72 – 0.79]
0.81
[0.73 – 0.90]
0.74
[0.69 – 0.81]
18-34
35-49
50-64
65-80
80 +
Interestingly, there was an exception for the female cohort for which the age categories
greater than 65 years were consistent with a progressive increase in the prevalence of
recurrent claims-based medical visits for 2007. Based on the annual prevalence from 2000
to 2007, this increase resulted in a positive slope of 16 % (Table 1). More importantly,
older women were up to 1.35 times more at risk to consult a physician for low back pain
than were older men, which is the reverse of the trend previously observed in adults under
65 years of age (Table 2).
Finally, the frequency of the specific diagnoses (4-digit ICD-9 codes) that were claimed by
physicians in 2000 and 2007 was analyzed for all the selected patients. According to the
seven-category LBP classification proposed by Cherkin and colleagues (Table 3) [23], the
type of claims was rather stable with variations below 2 %.
92
Table 3. Variation in the frequency of ICD-9 codes for patients with claims-based recurrent
mechanical LBP in 2000 and 2007.
Condition
ICD-9 Frequency Frequency Variation over Variation by
2000 (n)
2007 (n)
all diagnoses
category
%
%
(n)
Herniated disc
722.1
1.4 %
2.0 %
+0.6 %
11 %
722.2
(5 270)
(5 825)
(555)
722.7
Probably
721.3
18.5 %
17.2 %
-1.3 %
-18 %
degenerative changes 721.5(70 162)
(57 764)
(-12 398)
8
721.9
722.5
722.6
722.9
Spinal stenosis
Possible instability
Non-specific
back
aches
Sequelae of previous
back surgery
Miscellaneous
721.4
724.0
724.6
724.2
724.5
722.8
722.3
724.34
724.89
739.34
1.9 %
(7 250)
0.2 %
(655)
66.9 %
(254 385)
0.0 %
(8)
11.2 %
(42 422)
3.8 %
(12 765)
0.1 %
(415)
65.1 %
(218 228)
0.1 %
(212)
11.7 %
(39 224)
+1.9 %
-0.1 %
-1.8 %
+0.1 %
+0.5 %
43 %
(5 515)
-37 %
(-240)
-14 %
(-36 157)
2 650 %
(204)
+8 %
(3 198)
As expected, the most recurrent diagnoses were part of the non-specific back aches
category, at 66.9 % and 65.1 %, and the probably degenerative changes category, at 18.5 %
and 17.2 %, for 2000 and 2007 respectively. In the same period, the most important
increase within a diagnosis category corresponded to sequelae of previous back surgery,
which was claimed 26 times more. Spinal stenosis claims also increased by 43 %.
93
DISCUSSION
Based on the 2001 and 2006 census population counts, Quebec is the second most populous
province, representing 24 % of the Canadian population, and has a median age of 41.5
years. Quebec’s demographic characteristics are similar to the other Canadian provinces
[26]. Canada’s public health care system offers universal coverage for comprehensive
health care services, which are delivered by each of the country’s provincial and territorial
insurance plans in accordance with the Canada Health Act [27]. Our secondary analysis of
Quebec’s administrative claims database revealed a progressive decrease in the annual
prevalence for recurrent claims-based LBP from 2000 to 2007 for both men and women.
We also showed that men under 65 years of age were more likely than women to consult a
physician for low back pain in a recurrent manner. This trend was reversed after the
retirement age. Overall, the type of LBP diagnoses provided to patients by physicians
remained stable over time, with an over-representation of non-specific backache diagnoses.
Most studies show an increase in the LBP annual prevalence over time [13, 22, 28] whereas
few studies show a decrease in LBP diagnoses [14]. Our results show a sustained decrease
in claims-based recurrent LBP prevalence from 2000 to 2007. From 1996 to 2002, Deyo
and colleagues identified that the percentage of medical visits for LBP was rather stable
(2.3 %) [29]. In our study, unmet medical needs and accessibility issues could, in part,
explain the decrease in prevalence. In fact, it was shown that the waiting time for accessing
a multidisciplinary pain treatment facility was over 6 months in Canada, and that LBP was
the most frequently encountered condition in these clinical facilities (28 %) [30]. There is
also a shortage of general practitioners in Canada, where 14 % of the population reported
being without a family physician in 2003 [31]. In the province of Quebec, 25 % of the
population reported being without a family physician in 2005 [32]. The observed decrease
94
in the annual prevalence could also reflect an increase of complementary and alternative
medicine (CAM) consultations not covered by the universal health insurance plan. A study
of an American population, from 2001 to 2003, showed that among a cohort of 2000
patients, 62 % were seeking care from a physician, the other 38 % were receiving care from
chiropractors or physiotherapists [33]. Six percent of the American population in 2002
consulted CAM practitioners for back pain [34]. Furthermore, a national survey in 2007
revealed that the most frequent condition for consulting CAM providers was back pain or
back problems (17 %) [35]. Chronic back pain patients are frequent users of CAM. They
are thought to choose this option when their pain remains undermanaged with conventional
approaches or to prevent worsening of their condition (Foltz et al., 2005). Chiropractic care
was by far the preferred alternative care for chronic pain patients in a Canadian nationwide
survey in 1996-1997 [36]. The administrative database used in this study did not allow us
to verify these hypotheses, but future studies involving medical data linkage and private
insurance records could provide answers.
Age and sex differences
Our data showed that adult men in the age categories corresponding to the labor force
represented a peak of recurrent medical visits for LBP. This is in accordance with a
previous report that showed a predominance of LBP episodes in the 45-54 age category,
representing 24.8 % of a 15 567 patient cohort [21]. However, our results also showed that
women behave differently than men with respect to the number of recurrent visits for a low
back pain condition. The female cohort showed a sharper bi-phasic distribution, with a
large increase in the peak of visits after the retirement age in 2007 compared to 2000. In
line with this, a 2002 US national health survey on a sample of 31 000 respondents reported
an increase from 15 %, in the 18-24 age category, to 19.7 % in the aging population (>65
95
years) [37]. Overall, women were also significantly more prevalent than men in that study,
although the authors did not specifically state whether they were older women.
Furthermore, our data also pointed out that men were at greater risk than women in age
categories corresponding to the labor force. This observation was noted for early 2000, and
it leveled out towards 2007. This could be the result of many factors including a transition
away from professions involving manual labor in Quebec in this 8-year period, or an
improvement in the prevention and security rules at work. Our results also revealed a
higher prevalence for claims-based recurrent LBP in 2000 in men compared to women.
However, in 2007, the prevalence of LBP in both sexes became equal at 1.33 %. While
many studies report a higher prevalence for chronic pain in women [38, 39], a recent webbased survey study in the US revealed no difference in the prevalence between men and
women for chronic LBP [7]. Also, we noted that for both sexes, there was a drop in the
prevalence in the 60-64 age category in comparison to the peak in the early fifties. In
Canada, the mean retirement age is 61 years of age [40], which is in line with the
prevalence decrease in the 60-64 age category. It has been reported that the frequency of
severe back pain increases with age, but that adults in age categories under 65 years of age
are most affected by benign and mixed back pain [41]. In addition, based on a decennial
survey in France, active men and women of pre-retirement age showed a higher prevalence
of LBP of more than 30 days, which progressively decreased past the retirement age and
stabilized around the age category of 70-74 [42]. However, our data revealed that the
prevalence of claims-based recurrent LBP increased in the elderly, with older women being
more at risk than older men. In older adults, the prevalence of co-morbidities increases
[43]. Hypertension, lipid metabolism disorders and chronic low back pain was found to be
the most prevalent triad in the elderly [44]. Also, in a Japanese national survey, a trend for
96
a higher point prevalence of LBP complaints for women aged over 65 was reported [45]. It
is noteworthy that in 2010, the population of the province of Quebec ranked among the
oldest worldwide, behind Japan [45, 46]. Therefore, this increase of recurrent consultations
for LBP might become more frequent in aging populations, especially for older women.
Larger proportion of non-specific LBP diagnoses
Our study confirmed that among the patients with claims-based recurrent LBP, 65 % were
diagnosed with non-specific LBP with respect to the classification proposed by Cherkin
and colleagues [23]. This proportion is lower than the previously reported 84 % [21], 76 %
[47] and 86 % (Nimgade et al., 2010) for non-specific diagnoses from claims-related
databases in the US, but higher than the 53 % reported by Martin and colleagues based on a
survey [12]. In primary care, other studies have reported that 80 % of LBP diagnoses are
labeled as non-specific and that no anatomopathological markers helped to explain the
patient’s pain [49]. The frequency that we report here may, however, underestimate the true
proportion of non-specific LBP diagnoses in the population since our cohort selection was
based on the occurrence of 3 diagnoses within a 365-day period, in comparison to single
LBP episodes. For instance, it was shown that a group of patients consulting physicians 6
times or more for LBP had fewer non-specific diagnoses than those consulting once (57 %
vs 84 %, respectively) [21]. There are several hypotheses that can explain this overrepresentation of the non-specific label. First, in studies analyzing administrative databases,
we have to keep in mind that physicians or their administrative staff may be using the most
common ICD-9 codes in their specialty practice, among which are the non-specific labels.
There have also been reports that among physicians, 63 % felt that they lacked adequate
training in chronic pain management [50]. Between 2000 and 2007, there was a substantial
97
increase in spinal stenosis diagnoses in our analyses. Yet, a study reported that less than 50
% of general practitioners were “very confident” in diagnosing specific conditions such as
lumbar spinal stenosis and scoliosis in elderly populations. While diagnostic procedures are
consistently focused on first identifying “red flags” or suspected serious pathologies,
imaging is only recommended after 4 to 7 weeks, if no improvement in the condition is
observed (Koes 2010). Therefore, patients diagnosed with a non-specific condition and
initially no apparent serious pathology might have successive medical visits with a nonspecific label before an exhaustive examination is conducted.
Limitations
Our study has several limitations related to secondary analyses of administrative health care
databases. First, the recent definitions for acute or recurrent LBP could not be used in the
context of our study [15, 16]. Indeed, the absence of clinical information on the duration
and the intensity of LBP episodes in the administrative data is incompatible with the most
recent definitions. Administrative data do not differentiate between a new LBP episode and
a claim related to a previous episode that is ongoing [19]. The concept of recurrence in our
study is therefore based only on repeatedly consulting a physician. Second, we proposed
that three or more diagnoses in a period of one year would identify most of the cases of
recurrent claims. A potential information bias thus remains if LBP was a secondary
condition for patients presenting with multi-morbidities [51]. Indeed, physicians can only
bill one diagnosis claim related to their patient’s condition, a peculiarity of the RAMQ
claims database [52]. Selecting patients with only one or two LBP diagnoses could have
also allowed for a greater sensitivity, but would have led to less specificity. Ultimately, a
future study linking administrative and medical data could optimize both sensitivity and
98
specificity. Time gaps between consultations have not been taken into account in this study.
Time gaps between claims have been proposed as an option for improving the accuracy of
the identification of the recurrence of a LBP episode. To date, the most frequently used
clinical variable to report recurrence is the duration of the event [11]. The mean gap
between two distinct LBP episodes was previously reported to be 40 days [19]. Algorithms
involving the notion of time gaps between claims have to be further developed to obtain a
more specific selection of patients in administrative databases. Medical data linkage to
administrative data would also be helpful to increase the validity of such algorithms.
Finally, we could not use exactly the same diagnosis categories reported by Vogt or
Cherkin and colleagues[23, 47], which decreased the specificity of our results. We only had
access to 26 ICD-9 codes with a 4-digit precision. Fortunately, we were granted access to
the most frequent LBP diagnoses reported in the literature.
CONCLUSION
In summary, this study highlighted the importance of reporting LBP conditions by age
categories and sex. It also showed an overall decrease of claims-based recurrent LBP
prevalence in the healthcare system in recent years. Older women were more likely to
consult a physician for LBP in a recurrent pattern, and this trend will probably increase in
aging populations. Secondary analyses of administrative healthcare databases can be useful
for determining the morbidity of prevalent health conditions as well as for surveillance,
decision-making, cost-of-illness evaluations and guiding research programs.
99
COMPETING INTEREST
None of the authors report a conflict of interest.
AUTHORS’ CONTRIBUTIONS
NB participated in the design of the study, performed the analyses and drafted the
manuscript. JC participated in the design and analyses. PS participated in the design. AV
participated in the design. All authors read and approved the final manuscript.
ACKNOWLEDGEMENTS
This work was supported by a grant from the ACCORD research program. NB is supported
by the Fonds de la Recherche en Santé du Québec (FRSQ) and the Canadian Institutes for
Health Research (CIHR) Ph.D. scholarships. PS is the recipient of a FRSQ Junior 2 salary
support and AV of a FRSQ senior salary support. The authors thank StatSciences for
assistance in biostatistics. Philippe Feredj and Myriam Beaudet are thanked for their
assistance in retrieving census reports and data.
100
REFERENCES
1. Lin C-WC, Haas M, Maher CG, Machado LAC, van Tulder MW : Cost-effectiveness of
guideline-endorsed treatments for low back pain: a systematic review. Eur Spine J
2011, 20:1024–1038.
2. Dagenais S, Caro J, Haldeman S: A systematic review of low back pain cost of illness
studies in the United States and internationally. Spine J 2008, 8:8–20.
3. Hoy DG, Bain C, Williams G, March L, Brooks P, Blyth F, Woolf A, Vos T, Buchbinder
R : A systematic review of the global prevalence of low back pain. Arthritis Rheum.
2012.
4. Lin C-WC, Haas M, Maher CG, Machado LAC, van Tulder MW : Cost-effectiveness of
general practice care for low back pain: a systematic review. Eur Spine J 2011,
20:1012–1023.
5. Stanton TR, Latimer J, Maher CG, Hancock M : Definitions of recurrence of an
episode of low back pain: a systematic review. Spine 2009, 34:E316–22.
6. Stanton TR, Henschke N, Maher CG, Refshauge KM, Latimer J, McAuley JH: After an
episode of acute low back pain, recurrence is unpredictable and not as common as
previously thought. Spine 2008, 33:2923–2928.
7. Johannes CB, Le TK, Zhou X, Johnston JA, Dworkin RH : The prevalence of chronic
pain in United States adults: results of an Internet-based survey. J Pain 2010, 11:1230–
1239.
8. Bachmann S, Wieser S, Oesch P, Schmidhauser S, Knüsel O, Kool J: Three-year cost
analysis of function-centred versus pain-centred inpatient rehabilitation in patients
with chronic non-specific low back pain. J Rehabil Med 2009, 41:919–923.
9. Linton SJ, Hellsing AL, Halldén K: A population-based study of spinal pain among
35-45-year-old individuals. Prevalence, sick leave, and health care use. Spine 1998,
23:1457–1463.
10. Juniper M, Le TK, Mladsi D : The epidemiology, economic burden, and
pharmacological treatment of chronic low back pain in France, Germany, Italy, Spain
and the UK: a literature-based review. Expert Opin Pharmacother 2009, 10:2581–2592.
11. Stanton TR, Latimer J, Maher CG, Hancock MJ: How do we define the condition
“recurrent low back pain?” A systematic review. Eur Spine J 2010, 19:533–539.
12. Martin BI, Deyo RA, Mirza SK, Turner JA, Comstock BA, Hollingworth W, Sullivan
SD: Expenditures and health status among adults with back and neck problems.
JAMA 2008, 299:656–664.
13. Weiner DK, Kim Y-S, Bonino P, Wang T : Low back pain in older adults: are we
101
utilizing healthcare resources wisely? Pain Med 2006, 7:143–150.
14. Mattila VM, Sillanpää P, Visuri T, Pihlajamäki H: Incidence and trends of low back
pain hospitalisation during military service--an analysis of 387,070 Finnish young
males. BMC Musculoskelet Disord 2009, 10:10.
15. Dionne CE, Dunn KM, Croft PR, Nachemson AL, Buchbinder R, Walker BF, Wyatt M,
Cassidy JD, Rossignol M, Leboeuf-Yde C, Hartvigsen J, Leino-Arjas P, Latza U, Reis S,
Gil Del Real MT, Kovacs FM, Oberg B, Cedraschi C, Bouter LM, Koes BW, Picavet HSJ,
van Tulder MW, Burton K, Foster NE, Macfarlane GJ, Thomas E, Underwood M, Waddell
G, Shekelle P, Volinn E, et al.: A consensus approach toward the standardization of
back pain definitions for use in prevalence studies. Spine 2008, 33:95–103.
16. Stanton TR, Latimer J, Maher CG, Hancock MJ: A modified Delphi approach to
standardize low back pain recurrence terminology. Eur Spine J 2010.
17. Picavet HSJ, Struijs JN, Westert GP: Utilization of health resources due to low back
pain: survey and registered data compared. Spine 2008, 33:436–444.
18. Loney PL, Stratford PW : The prevalence of low back pain in adults: a
methodological review of the literature. Phys Ther 1999, 79:384–396.
19. Wasiak R, Pransky G, Verma S, Webster B: Recurrence of low back pain: definitionsensitivity analysis using administrative data. Spine 2003, 28:2283–2291.
20. Maniadakis N, Gray A : The economic burden of back pain in the UK. Pain 2000,
84:95–103.
21. Ritzwoller DP, Crounse L, Shetterly S, Rublee D: The association of comorbidities,
utilization and costs for patients identified with low back pain. BMC Musculoskelet
Disord 2006, 7:72.
22. Friedly J, Standaert C, Chan L: Epidemiology of spine care: the back pain dilemma.
Phys Med Rehabil Clin N Am 2010, 21:659–677.
23. Cherkin DC, Deyo RA, Volinn E, Loeser JD: Use of the International Classification
of Diseases (ICD-9-CM) to identify hospitalizations for mechanical low back problems
in administrative databases. Spine 1992, 17:817–825.
24. Wilchesky M, Tamblyn RM, Huang A: Validation of diagnostic codes within medical
services claims. J Clin Epidemiol 2004, 57:131–141.
25. Estimates of population, by age group and sex for July 1, Canada, provinces and
territories, annual (persons unless otherwise noted).
26. Labour force indicators by age groups for both sexes, 2006 counts - labour force,
for
Canada,
provinces
and
territories
20 %
sample
data
[http://www12.statcan.ca/census-recensement/2006/dp-pd/hlt/97-559/T601-
102
eng.cfm?Lang=E&T=601&GH=4&SC=1&SO=99&O=A].
27. Canada Health Act. Minister of Justice; 2013:1–18.
28. Freburger JK, Holmes GM, Agans RP, Jackman AM, Darter JD, Wallace AS, Castel
LD, Kalsbeek WD, Carey TS: The rising prevalence of chronic low back pain. Arch.
Intern. Med. 2009, 169:251–258.
29. Deyo RA, Mirza SK, Martin BI : Back Pain Prevalence and Visit Rates. Spine 2006,
31:2724–2727.
30. Peng P, Choinière M, Dion D, Intrater H, Lefort S, Lynch M, Ong M, Rashiq S,
Tkachuk G, Veillette Y, STOPPAIN Investigators Group: Challenges in accessing
multidisciplinary pain treatment facilities in Canada. Can J Anaesth 2007, 54:977–984.
31. Gagnon L : Stats Can : 14 % of Canadians have no family doctor. Canadian
Medical Association Journal 2004, 171:124–124.
32. Gladu F-P : Perceived shortage of family doctors in Quebec: can we do something
about it? Can Fam Physician 2007, 53:1858–60 – 1871–3.
33. Riddle DL : Factors Associated With Care Seeking From Physicians, Physical
Therapists, or Chiropractors by Persons With Spinal Pain: A Population-Based
Study. J Orthop Sports Phys Ther 2011.
34. Kanodia AK, Legedza ATR, Davis RB, Eisenberg DM, Phillips RS : Perceived benefit
of Complementary and Alternative Medicine (CAM) for back pain: a national survey.
J Am Board Fam Med 2010, 23:354–362.
35. Barnes PM, Bloom B, Nahin RL : Complementary and alternative medicine use
among adults and children: United States, 2007. Natl Health Stat Report 2008:1–23.
36. Foltz V, St Pierre Y, Rozenberg S, Rossignol M, Bourgeois P, Joseph L, Adam V,
Penrod JR, Clarke Æ, Fautrel B : Use of complementary and alternative therapies by
patients with self-reported chronic back pain: a nationwide survey in Canada. Joint
Bone Spine 2005, 72:571–577.
37. Strine TW, Hootman JM: US national prevalence and correlates of low back and
neck pain among adults. Arthritis Rheum. 2007, 57:656–665.
38. Fielding R: Prevalence and Characteristics of Chronic Pain in the General
Population of Hong Kong. The Journal of Pain 2010.
39. Meana M, Cho R, DesMeules M: Chronic Pain: The Extra Burden on Canadian
Women. BMC Womens Health 2004, 4 Suppl 1:S17.
40. Labour force survey estimates (LFS), retirement age by class of worker and sex,
annual (years).
103
41. Dionne CE, Dunn KM, Croft PR : Does back pain prevalence really decrease with
increasing age? A systematic review. Age Ageing 2006, 35:229–234.
42. Plouvier S, Gourmelen J, Chastang J-F, Lanoë J-L, Leclerc A : Low back pain around
retirement age and physical occupational exposure during working life. BMC Public
Health 2011, 11:268.
43. Fortin M, Lapointe L, Hudon C, Vanasse A : Multimorbidity is common to family
practice: is it commonly researched? Can Fam Physician 2005, 51:244–245.
44. van den Bussche H, Koller D, Kolonko T, Hansen H, Wegscheider K, Glaeske G,
Leitner von E-C, Schäfer I, Schön G : Which chronic diseases and disease combinations
are specific to multimorbidity in the elderly? Results of a claims data based crosssectional study in Germany. BMC Public Health 2011, 11:101.
45. Suka M, Yoshida K : The national burden of musculoskeletal pain in Japan:
Projections to the year 2055. Clin J Pain 2009, 25:313–319.
46. Demers G, Boudreau Y, Fernet M, Jeanniot L, Tremblay M, Godbout C, Lesemann F,
Quimper M, Quintin C : Le vieillissement de la main-d’œuvre et l’avenir de la retraite :
des enjeux pour tous, un effort de chacun. Rapport synthèse de la commission nationale
2012:1–26.
47. Vogt MT, Kwoh CK, Cope DK, Osial TA, Culyba M, Starz TW : Analgesic usage for
low back pain: impact on health care costs and service use. Spine 2005, 30:1075–1081.
48. Nimgade A, McNeely E, Milton D, Celona J: Increased expenditures for other health
conditions after an incident of low back pain. Spine 2010, 35:769–777.
49. Kent P, Keating J : Do primary-care clinicians think that nonspecific low back pain
is one condition? Spine 2004, 29:1022–1031.
50. Darer JD, Hwang W, Pham HH, Bass EB, Anderson G: More training needed in
chronic care: a survey of US physicians. Acad Med 2004, 79:541–548.
51. Holden L, Scuffham PA, Hilton MF, Muspratt A, Ng S-K, Whiteford HA : Patterns of
multimorbidity in working Australians. Popul Health Metr 2011, 9:15.
52. Blais L, Lemière C, Menzies D, Berbiche D: Validity of asthma diagnoses recorded
in the Medical Services database of Quebec. Pharmacoepidemiol Drug Saf 2006,
15:245–252.
104
4.2 Présentation de l’article 2 portant principalement sur l’optimisation d’un
algorithme de sélection de patients incidents présentant une récurrence de
consultations pour de la douleur lombaire.
4.2.1 Avant-propos
Titre
Improving the selection of true incident cases of low back pain by screening retrospective
administrative data.
Auteurs
Nicolas Beaudet
Josiane Courteau
Philippe Sarret
Alain Vanasse
(candidat au PhD)
(PhD; associée de recherche)
(PhD; professeur titulaire, codirecteur)
(MD PhD FCMF; professeur titulaire, directeur principal)
Statut de l’article
Soumis :
Accepté :
Publié :
29 mai 2013
13 novembre 2013
16 décembre 2013
Titre du journal
European Journal of Pain
Facteur d’impact : 3.07
Précisions détaillées sur la contribution
Cet article constitue le deuxième volet d’analyses à partir des données
médicoadministratives de la RAMQ et se veut la suite logique de la première étude (article
1). Le but principal était de proposer une approche méthodologique visant à améliorer
l’identification des cas incidents de douleur lombaire récurrente à l’échelle de la population
tout en limitant la contamination de la cohorte par des cas prévalents. L’étudiant (NB) a
contribué à raison de 75 % à la stratégie de préparation de l’étude en soumettant ses idées
suite à la relecture de précédentes études de l’équipe Primus portant sur l’identification des
cas incidents de diabète et de schizophrénie dans les banques de données de la RAMQ.
L’identification du tout premier épisode de douleur lombaire étant plus complexe à situer
dans le temps, NB a proposé plusieurs approches à explorer à partir de constats tirés de la
105
littérature. Les deux directeurs (AV et PS) ainsi que l’associée de recherche de l’équipe
Primus (JC) ont ensuite discuté de l’approche méthodologique la plus compréhensible et
facile à utiliser de manière à la publier pour qu’elle soit exploitée par d’autres équipes de
recherche dans le futur. NB a contribué à 80 % à l’analyse des résultats. Le consultant Marc
Dorais, président de StatSciences Inc., a supervisé NB dans la programmation
d’algorithmes d’analyse complexes avec le logiciel SAS. Lors de la révision du manuscrit
suite à l’évaluation par les pairs, JC a revu en profondeur l’approche mathématique de la
méthodologie « Brameld-Holman backcasting » pour pondérer les résultats et permettre de
produire des projections d’incidence sur 8 années consécutives. JC a ensuite encadré NB
dans l’ajustement des valeurs et la compréhension des équations pour s’assurer que le
lectorat comprenne les modifications et que les exigences des pairs soient rencontrées. NB
a contribué à 90 % de l’écriture du manuscrit. Il a produit une première ébauche qui a été
annotée par AV, JC et PS. La version définitive a été révisée pour l’anglais scientifique par
Mme Catherine Brown.
4.2.2 Résumé de l’article en français
Il est difficile de déterminer avec précision le début d’un épisode de douleur
lombaire. Cela limite la capacité de calculer l’incidence de la douleur lombaire et
d’identifier des facteurs de risque à l’échelle populationnelle. Plusieurs études ont procédé
à la construction de cohortes incidentes en sélectionnant des patients considérés exempts de
douleur lombaire pour une période de 6 à 12 mois avant leur participation à l’étude.
Cependant, cette période pourrait s’avérer insuffisante pour s’affranchir des patients
récurrents ayant pu avoir expérimenté un épisode antérieur. La littérature ne permet pas de
clairement statuer si un épisode de douleur lombaire antérieur peut contribuer à un nouvel
épisode. Il est donc important d’étudier la période tampon optimale pour sélectionner des
cas de douleur lombaire véritablement incidents.
Par le biais d’une base de données provinciale sur les services médicaux rémunérés à
l’acte, une cohorte de patients prévalents pour un épisode de consultations médicales
récurrentes pour de la douleur lombaire a été construite pour l’année 2007. Le dossier médical
des 81 329 patients sélectionnés a été criblé sur une période rétrospective de 11 ans. Les
patients présentant un épisode antérieur de douleur lombaire ont été exclus en fonction d’une
106
approche de clairance temporelle. La valeur prédictive positive (VPP) et le Kappa de Cohen
ont été calculés de manière à déterminer la période de clairance optimale à rechercher pour
permettre de sélectionner des cas de douleur lombaire véritablement incidents.
Une très bonne convergence entre la VPP et le Kappa a été observée en utilisant une
clairance temporelle de sept années. Le taux d’incidence de la douleur lombaire liée à des
consultations récurrentes atteignait 242 cas par 100 00 individus en 2007. Les hommes de 18 à
34 ans présentaient 1,18 fois plus de risque que les femmes d’avoir un nouvel épisode de
douleur lombaire. Les ainés de plus de 80 ans, dans l’ensemble, avaient 52 % plus de cas
incidents que le groupe des 18-34 ans. L’incidence annuelle a connu une baisse de 26 % de
2000 à 2007.
Le fait de cribler le passé médical des patients présentant des épisodes de douleur lombaire
pourrait s’avérer une approche plus précise pour déterminer des taux d’incidence. Ce genre
d’approche permettrait entre autres de déterminer les couts médicaux et de médicaments liés à
de nouveaux épisodes récurrents.
107
4.2.3 Article sous format manuscrit
IMPROVING THE SELECTION OF TRUE INCIDENT CASES OF LOW BACK
PAIN BY SCREENING RETROSPECTIVE ADMINISTRATIVE DATA
Nicolas Beaudet1,2,3, Josiane Courteau2 Philippe Sarret3 and Alain Vanasse1,2*
Institution : 1- The PRIMUS Group, Clinical Research Centre Etienne-Le Bel, (CHUS) ;
2-Department of Family and Emergency Medicine 3-Department of Physiology and
Biophysics, Faculty of Medicine and Health Sciences, Université de Sherbrooke,
Sherbrooke, Quebec, Canada.
Short Title: Claims-based recurrent low back pain incidence
*Corresponding Author:
Alain Vanasse, MD, PhD, FCMF
Department of Family Medicine, Faculty of Medicine and Health Sciences, Université
de Sherbrooke
3001, 12e Avenue Nord, Sherbrooke, Quebec, J1H 5N4 Canada
Phone : (819) 820-6868, ext. 15 130
FAX : (819) 564-5424
Email : [email protected]
Key words : incidence, claims-based recurrence, low back pain, clearance, sex, elders,
medical history
Category : Original article
Funding: This project was supported by a grant from the Quebec Pain Research Network
and from the ACCORD program. NB is supported by the Fonds de la Recherche en Santé
du Québec (FRSQ) and the Canadian Institutes for Health Research (CIHR) Ph.D.
scholarships. PS is the Canada Research Chair in Neurophysiopharmacology and Chronic
Pain. AV receives FRSQ senior salary support.
Competing interests: None of the authors report a conflict of interest.
• Despite low back pain is a very common health condition, there are only a few studies
on its incidence at the population level.
• This study proposes a new method to optimize the identification of true incident cases.
• This study also provides incidence rates of claims-based recurrent low back pain for the
years 2000 to 2007.
108
ABSTRACT
BACKGROUND : The difficulty in identifying the onset of low back pain (LBP) limits
the capacity to determine the incidence of LBP at the population level and, further, to
identify risk factors. In the literature, incidence cohorts have been built with patients
initially considered LBP-free for 6 to 12 months prior to their selection. This “clearance
period” might not be sufficient to exclude recurrent patients having experienced previous
LBP episodes and might result in a misclassification bias.
METHODS: Using the Canadian province of Quebec’s medical administrative physicians’
claims database, a cohort of prevalent claims-based recurrent LBP patients was built for
2007. The medical history of 81 329 patients was screened for a period of 11 years.
Positive predictive values (PPV), kappa statistics and a survival function were calculated to
determine the optimal clearance period for capturing first-time events.
RESULTS: The 2007 annual incidence of adult claims-based recurrent LBP was estimated
at 242 per 100 000 persons. Males between 18 and 34 years of age were found to be 1.18
times more at risk than their counterparts. Altogether, the elderly (over 80 years) had 52 %
more new cases than the 18-34 group. A very good convergence for PPV and Kappa was
found for a 7-year clearance period. This allowed determining the annual incidence from
2000 to 2007, showing a decrease of 26 %.
CONCLUSION : Screening the medical history of LBP patients can provide more
accurate incidence estimates by limiting the over-ascertainment of first-time LBP patients.
A 4 to 7-year clearance period should be considered.
109
BACKGROUND
Low back pain (LBP) is a common health condition (Louw et al., 2007; Fourney et al.,
2011), with a lifetime prevalence of approximately 38.9 % (Hoy et al., 2012). The frequent
occurrence of LBP in a lifetime and the array of health conditions from which it can arise
represent clinical and epidemiological challenges in defining its onset (George, 2002;
McBeth & Jones, 2007). Knowledge on acute, recurrent and chronic LBP incidence is
central to planning health services and improving LBP management (George, 2002; Kopec
et al., 2004). However, prospective studies have been limited in providing this information,
in part because of the difficulty of identifying true first-time LBP episodes (Balagué 2012),
especially for population-based studies (Juniper et al., 2009).
Data mining of medical administrative databases for large populations over a long period of
time could be a low-cost method for conducting population-based LBP incidence studies
(Juniper et al., 2009). This approach could decrease the risks of recall biases related to
survey-based studies (Zitting et al., 1998). In databases, LBP cases are often reported as
diagnoses coded with the International Classification of Diseases, 9th or 10th revisions
(ICD-9 or ICD-10) instead of being perceptions of respondents based on general LBP
definitions.
For example, incidence rates (IR) of LBP in the American population consulting for an
emergency medical evaluation were estimated from a register of a sample of approximately
100 hospitals (Waterman et al., 2012). Previous to that the incidence for lumbar disc
disease was determined in a birth cohort linked to Finland’s National Hospital Discharge
Register (Zitting et al., 1998). IR for first-time occurrence LBP for a Swedish population
were determined using a centralized health care register (Jöud et al., 2012). A Belgian
study also reported the incidence of LBP for a family physicians’ database
(Bartholomeeusen et al., 2012). In 2009 and 2011, LBP IR in the military populations of
Finland and the United States were published using the National Hospital Discharge
Register (Mattila et al., 2009) and the USA Defense Medical Epidemiology Database,
respectively (Knox et al., 2011).
Distinguishing between an incident and a recurrent episode can be seen as arbitrary (Elders
and Burdorf, 2004) and can lead to misclassification biases. Many registry-based or
interview-based studies consider a minimum “clearance period” of a few months without
110
prior LBP episodes for constructing a cohort of LBP-free participants. The use of such a
short clearance period is, therefore, debatable as to whether it is appropriate for considering
a patient as being LBP-free and, eventually, as a truly new LBP case.
The objectives of this study were 1) to test different clearance periods when screening the
medical history of claims-based recurrent LBP patients for optimizing the selection of new
cases in a medical administrative database; 2) to determine the level of agreement and
predictability of these clearance periods for optimizing the capture of incident claims-based
recurrent cases; 3) finally, to measure with an optimal clearance period the annual
incidence of claims-based recurrent LBP over time in the population of Quebec using a
population-based administrative perspective.
111
METHODS
Design and data sources
A retrospective population-based cohort study was prepared using medical administrative
data extracted from the registries of the Régie de l’Assurance Maladie du Québec (RAMQ)
(Beaudet et al., 2013). Analyses were performed on the RAMQ provincial physicians’
claims database, which provided information on the patients’ identification, the date of
service and the primary diagnosis for each visit (four-digit ICD-9). The RAMQ
administrative database was found reasonably precise for research purposes and offers a
good representativeness of the general population (Wilchesky et al., 2004; Asghari et al.,
2009; Strom et al., 2012). Demographic estimates by sex and age for Quebec were obtained
from Statistics Canada (StatCan, 2012). This study is part of a larger project on health
inequalities and chronic pain, which was approved by the local Institutional Ethics Board
and the Commission d’accès à l’information du Québec.
Study population
The total study population included all adult individuals (≥18 years) living in the province
of Quebec, and identified as having a claims-based recurrent LBP condition between 2000
and 2007. Prevalent claims-based recurrent LBP patients were selected if they had at least
three identical LBP diagnoses in a period of 365 days (Beaudet et al., 2013). The following
ICD-9 3-digit codes were selected: 721, 722, 724 or 739, exception made of codes
corresponding to anatomical sites or conditions different from low back pain : 721.0-721.2,
722.0, 722.4, 739.0-739.2, 739.5-739.9 (Cherkin et al., 1992; Vogt et al., 2005). The
administrative medical data was made available from 1996 for all patient included in the
study between 2000 and 2007. For the aforementioned objectives 1 and 2, the study cohort
was limited to the year 2007, presenting the longest period of retrospective data (19962007). The index date refers to the first date of a LBP diagnosis in 2007. Finally, for
objective 3, eight cohorts (from 2000 to 2007) were extracted using optimal selection
criteria determined in the objectives 1 and 2 of this study.
Clearance period method
The strategy used to determine incident cases was to start from a prevalent cohort of
claims-based recurrent LBP patients and then proceed to a retrospective screening of their
medical administrative history. Therefore, the clearance period method verified if claims112
based recurrent LBP patients in 2007 had a medical encounter for LBP (one of the ICD-9
codes 721, 722, 724 or 739) prior to their index date. If the patient had no previous
encounter, he was considered as a new case of claims-based recurrent LBP. This method
allowed a clearance period to be calculated in order to reach a good agreement with what
could be considered an incident cohort with minimal over-ascertainment.
Statistical analyses
The use of kappa coefficients and Positive Predictive Values (PPV) for determining an
optimal clearance period for capturing incident cases has previously been described
(Asghari et al., 2009; Vanasse et al., 2011). Briefly, the kappa coefficient is used to
estimate the level of agreement between different clearance periods. The PPV calculation,
on the other hand, is used to provide an estimate of the probability of identifying a true
incident case among those identified as being new cases. An optimal strategy for
determining a fairly predictive incident cohort would have converging high kappa and PPV
coefficients. Kappa coefficients between 0.6 and 0.8 correspond to a “good” agreement;
most kappa classifications will consider a “very good” agreement to be between 0.8 and 0.9
and an “excellent” agreement to be above 0.9 (Szklo and Nieto, 2007). In addition, a
retrograde survival analysis was produced using the life-table method estimators for
survival and hazard functions (Asghari et al., 2009). The survival function (probability of
being incident) at a given time is the probability of surviving (not having a preceding
record) to a specific time [S(t)=Pr(T>t), where T is the year of the preceding LBP record].
The hazard function represents the instantaneous probability of an event between time (t,
t+Δt) conditional on survival up to time “t” or later [λ(t)=S'(t)/S(t), where S'(t) is the
derivative of S(t)]. This approach was used to graphically justify the proposed optimal
clearance period (Brameld et al., 2003; Asghari et al., 2009). Once the optimal clearance
period (topt) was selected, the annual incidence from 2000 to 2007 was described by age and
sex. However, in the absence of 7-year retrospective medical administrative data for
cohorts of years 2000 to 2002, the Brameld-Holman backcasting method was used for
correcting the annual incidence (Brameld et al., 2003). This approach consists in
calculating a correction factor for over-ascertainment of first-time events in the case of less
than optimal historical data (t < topt). The correction factor is defined as the conditional
probability of being a "true incident case" given that no previous medical encounter for
113
LBP up to year t (t < topt) was recorded in the database [C(t)=S(topt)/S(t)] (Brameld et al.,
2003). Annual incidence was determined by using the number of cases (numerator)
identified with a 11-year clearance period (maximal; Table 2) or a 7-year clearance period
(optimal; Table 3) divided by the age- and sex-standardised population of the province of
Quebec (denominator) (Szklo and Nieto, 2007; StatCan, 2012). Confidence intervals (95
%) were determined with the Wald score interval method. Extraction and analyses were
performed with SAS (version 9.2; SAS Institute Inc, NC, USA). Graphing was performed
with GraphPad (version 6.b; GraphPad Software Inc., CA, USA).
114
RESULTS
The medical administrative history of 81 329 prevalent claims-based recurrent LBP patients
in 2007 was screened with the clearance period method in order to identify incident cases.
Fifty-seven percent of the initial cohort of prevalent patients was excluded for having had a
previous medical encounter for a LBP condition in the first year prior to their index date
(Table 1).
Table 1. Positive predictive values (PPV) and kappa coefficients according to the medical
history clearance period.
Clearance Algorithm
Clearance (years) Men
(n)
Women Adults
(n)
(n)
PPV Kappa
(%)
0 (Prevalent)
39 901 41 428
81 329
0.25
0.50
0.75
1
1.5
2
3
4
5
6
7
8
9
10
24 576
20 431
18 385
17 144
15 640
14 521
12 808
11 618
10 691
9839
9192
8657
8200
7781
26 306
21 792
19 487
18 131
16 386
15 171
13 324
12 022
11 023
10 139
9390
8774
8226
7790
50 882
42 223
37 872
35 275
32 026
29 692
26 132
23 640
21 714
19 978
18 582
17 431
16 426
15 571
29.2
35.2
39.2
42.1
46.4
50.0
56.8
62.8
68.4
74.3
79.9
85.2
90.4
95.4
0.236
0.343
0.408
0.452
0.512
0.560
0.641
0.706
0.760
0.814
0.860
0.900
0.938
0.971
11 (Incident)
7432
7418
14 850 100
1.000
Thus, the one-year clearance period positive predictive value (PPV) of 42 % revealed that a
majority of patients were not representative of the cohort of truly incident cases. After one
year, the rate of exclusion of patients gradually decreased over time and tended towards a
plateau until reaching a clearance period of 11 years (Fig. 1a,b). The remaining 14 850
patients were those with no previous medical encounters for LBP between 1996 and 2006
(Table 1), which corresponded to a cohort of "true" incident claims-based recurrent LBP
115
Figure 1. Survival and hazard functions of claims-based recurrent low back pain patients.
1.0
0.8
0.6
0.4
S(t)
0.2
-11 -10
-9
-8 -7 -6 -5 -4 -3
Clearance period (years)
-2
0.0
-1 2007
Proportion with no previous diagnosis
A
B
1.0
0.8
0.4
Hazard function
0.6
0.2
λ(t)=S'(t)/S(t)
-11 -10
-9
-8
-7
-6
-5
-4
-3
-2
0.0
-1 2007
Clearance period (years)
Legend. a) Probability (Survival function (S(t)) and number of incident cases for claimsbased recurrent low back pain (n in thousands) in the 2007 prevalent cohort as a function of
the clearance period. The dark grey circle (-4 years) corresponds to a good PPV and Kappa
convergence, the closed-circle (- 7 years) to a very good convergence and optimal clearance
and the light grey circle to the maximal clearance; b) Corresponding hazard function λ(t)
with a long tick marking the optimal 7-year clearance period.
patients given the maximum follow-up time available. There was no difference in the
results if using the prevalent cohort built from both the physicians’ claims and hospital
discharge registries (data not shown). Males and females had the same absolute number of
116
new claims-based recurrent LBP cases in 2007. Kappa and PPV showed a “good”
convergence after a 4-year clearance period (> 0.6) (Table 1). A “very good” convergence
was only reached after retrospectively screening the patients’ medical administrative
records for a clearance period of 7 years (> 0.8) (Table 1). The retrograde survival function
graphically represents the annual clearance, showing the greatest attrition in the prevalence
pool the first year of screening (Fig. 1a). The more retrospective data screened, the more
the survival function converges to the "true" probability of being incident (Fig. 1a).
This also means that the derivative (slope) of the survival function (S'(t)) tends to zero as
we approach the maximum clearance period, as is illustrated by the hazard function
converging to zero (Fig. 1b). At a 7-year clearance period, the incident cohort represented
23 % of the initial claims-based recurrent LBP prevalent pool (Table 1).
The 2007 incident cohort obtained with an 11-year clearance period allowed the calculation
of an annual incidence of 246 and 237 per 100 000 persons for men and women
respectively (Fig. 2).
117
Figure 2. The 2007 annual incidence per 100 000 persons of claims-based recurrent low
back.
386
Male
Female
331
279
259
209
246
229
236
259
M:F
1.04
246 237
177
18-34
35-49
50-64
65-79
Age (years)
80+
Total
Legend. The 2007 annual incidence per 100 000 persons of claims-based recurrent low
back pain in the adult population according to the age and sex of patients. The 2007
incident cohort was determined with the maximal 11-year clearance period. The total
represents the overall population annual incidence and its corresponding male-to-female
ratio (M:F).
Overall the 2007 incidence was 242 per 100 000 persons and males had a risk similar to
females with an incidence risk ratio (IRR) of 1.04 (95 % CI [1.01 – 1.07]) (Table 2). The
greatest risk when categorizing by age was found in the 18-34 age group where young men
were found 1.18 times more at risk than young women (95 % CI [1.10 – 1.26]). The overall
population of the elderly (over 80 years) had an average of 52 % more new cases per 100
000 persons than the 18-34 age group, corresponding to an IRR of 1.90 (95 % CI [1.77 –
2.04]) (Table 2).
118
Table 2. Annual incidence of claims-based recurrent LBP in 2007 using the maximal
11-year clearance period.
AGE
18-34
35-49
50-64
65-79
80 +
All
Incidence
(n per 100 000)
193
269
237
249
367
242
95 % CI
IRRb 95 % CI
[187 – 200]
[261 – 277]
[230 – 245]
[238 – 259]
[345 – 389]
[238 – 246]
–c
1.39
1.23
1.29
1.90
1.25
–
[1.33 – 1.45]
[1.17 – 1.29]
[1.22 – 1.36]
[1.77 – 2.04]
[1.20 – 1.30]
IRR
M/Fd
1.18
1.07
1.07
0.91
0.86
1.04
95 % CI
[1.10 – 1.26]
[1.02 – 1.14]
[1.01 – 1.14]
[0.84 – 1.00]
[0.75 – 0.98]
[1.01 – 1.07]
a. Incidence risk ratio
b. The 18-34 age group is the reference category
c. The females are the reference category
Given the “very good” convergence determined with the kappa, PPV and the survival
function analyses for a 7-year clearance period (Table 1, Fig. 1a,b), new analyses were
performed with this clearance period on the annual LBP cohorts of 2000 to 2007. Each
cohort from 2003 to 2007 provided at least 7 years of medical administrative history given
that data were available from January 1996. However, for cohorts of 2000 to 2002, only 4
to 6 years of retrospective administrative medical data were available. In these instances, a
correction factor (Table S1) was estimated and used for providing an adjusted number of
“true” incident cases (Table S2). This allowed minimizing the over-ascertainment of
incident cases to provide a more accurate portrait of the secular trend of the recurrent
claims-based LBP incidence over 8 years (Fig. 3).
119
Figure 3. Annual incidence of claims-based recurrent low back pain from 2000 to
2007.
Annual incidence
(per 100 000 persons)
500
Observed
450
400
350
Adjusted
300
250
0
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
Legend. Observed (dotted line) and adjusted (solid line) annual incidence of claims-based
recurrent low back pain in the adult population from 2000 to 2007 using the optimal 7-year
clearance period and Brameld-Holman backcasting method.
Overall, the annual incidence in the adult population of the province of Quebec showed a
step-wise decrease of 26 % between 2000 and 2007 (Fig. 3). The first step occurred from
2000 to 2002 moving from an annual incidence of 380 to 342 cases per 100 000 persons.
The second step occurred from 2004 to 2007 with a drop from 338 to 302 cases per
100 000 persons (Fig. 3). Patients who were 18 to 49 years old followed this 2-step
downward trend. The 50-64 age category had a decrease at the first step then remained
relatively stable from 2002 to 2007 (Table 3). Interestingly, the elderly over 80 years of age
showed a U-shape profile where they had a decrease in 2001 but showed an increase of a
similar magnitude in 2007 going from 420 in 2003 to 461 cases per 100 000 persons. This
category also accounted for the most new cases of claims-based recurrent LBP (Table 3).
120
Table 3. Annual incidence of claims-based recurrent LBP by age categories between 2000
and 2007 with a 7-year clearance (n per 100 000 persons).
Year
Age Categories
18-34
35-49
50-64
65-79
80+
All
2007
220
338
310
328
461
302
[213-227] [330-347] [302-319] [315-340] [436-486] [298-307]
2006
247
361
329
358
428
324
[239-254] [353-370] [320-338] [345-372] [403-452] [319-328]
2005
256
357
329
337
432
322
[248-264] [348-365] [320-338] [325-350] [406-457] [318-327]
2004
276
372
338
362
433
338
[268-284] [363-381] [328-347] [348-375] [407-459] [333-343]
2003
284
385
322
355
420
339
[276-292] [376-394] [312-331] [341-368] [394-446] [334-343]
2002*
292
385
329
343
440
342
[283-300] [376-394] [319-339] [330-356] [413-468] [337-346]
2001*
319
398
350
342
432
357
[311-328] [389-407] [340-360] [329-356] [405-460] [353-362]
2000*
345
426
378
340
491
380
[336-354] [416-435] [368-389] [326-353] [458-523] [375-385]
*Adjusted values with the Brameld-Holman backcasting correction factor to control for the absence of 7 years
of retrospective data.
121
DISCUSSION
Identifying a population at risk for LBP is a difficult task. Recently, research teams have
used administrative and medical surveillance databases to determine incidence rates for
LBP at the population level. Many studies derived their estimates based on cohorts of
patients initially considered LBP-free or without pain in the previous 6 months to 1 year
before their selection. This raises the question as to whether only new LBP cases are truly
identified or, if in fact, there is a contamination with LBP patients having a recurrence.
Advances in informatics open new avenues for exploring large observational datasets using
data mining techniques, even if the data were collected for operational purposes (Yoo et al.,
2012). Accordingly, our study proposes a method for determining an optimal clearance
period for improving the selection of LBP cases in a large administrative dataset.
Using the clearance method for building a cohort
The present study has shown that among the prevalent pool of claims-based recurrent LBP
patients, 57 % have had a medical visit for a LBP condition in the year previous to the
index date of their inclusion in the cohort. This observation suggests that studies reporting
new LBP cases based on the selection criteria of LBP-free patients in the previous 6months to 1-year of the investigation could be only in “fair agreement” with what could
come closer to a “true” incident cohort. Thus, patients having had past episodes could
contaminate the initial LBP-free cohort and lead to an overestimation of the LBP incidence.
Interestingly, some research teams mentioned that they carried out a systematic review of
the medical administrative history of every patient for determining the first-time occurrence
of LBP (Knox et al., 2011; Jöud et al., 2012). In line with this, our results show that ideally,
a clearance period of 4 years, optimally 7 years, would improve the selection of incident
cases.
Incidence of low back pain at the population level
In the Swedish county of Skåne in 2009, the first-time LBP medical consultation rate was
found to be 2 380 per 100 000 persons. Interestingly, Joud and colleagues controlled for the
absence of LBP consultations for 5 calendar years prior to the LBP index date (Jöud et al.,
2012). According to our results, a 5-year clearance period was found to have a good
convergence for the selection of patients in order to limit the over-ascertainment of firsttime LBP encounters. Their results are 6 to 8 times higher than the annual incidence found
122
in the present study for the province of Quebec, the latter varying between 380 and 302 per
100 000 persons between 2000 and 2007. The main difference here was probably that Joud
and colleagues investigated on the occurrence of incident claims-based “acute” LBP,
whereas the present study sought to determine the incidence of claims-based “recurrent”
LBP. Indeed, the proportion of acute LBP patients that may become chronic are thought to
be in a proportion of 6 to 10 % of all cases (Ekman et al., 2005). Another study based on a
workers’ claims database reported a recurrence rate of 7.9 % for all LBP encounters, most
occurring within the first year of follow-up (Wasiak et al., 2003). More recently, Stanton
and colleagues observed 17 % to 23 % of recurrence for patients with no previous LBP
episode in an Australian population (Stanton et al., 2008). These observations support the
difference found between the incidence estimates of acute and recurrent LBP given that the
Swedish healthcare system shares similarities with the Canadian one in terms of
accessibility, and that both studies have used a clearance period method based on the
screening of ICD codes. Further, in Belgium, a LBP IR of 5 140 per 100 000 patients was
found in general practice based on a physician registry, among which up to 25 % had
experienced a previous LBP episode (Bartholomeeusen et al., 2012). Other studies have
reported LBP incidence using different rate calculations. For instance, an IR of 4 470 per
100 000 person-years for long-term LBP was reported in a representative sample of the
Canadian population in 1996-1997 (Kopec et al., 2004). Kopec and colleagues used a
national survey to build an inception cohort of 1-year LBP-free patients. The participants
were interviewed using a general question on overall long-lasting back pain and the
consultation of health professionals. The difference in study designs could explain an IR 12
to 15 times lower for the province of Quebec. Indeed, our study used medical
administrative data of 11-year LBP consultation-free patients and specific LBP diagnoses
provided by physicians, instead of self-reported experiences. Similarly, a 5-year IR of 139
per 100 000 person-years of hospital emergency department visits related to LBP in the
USA was also reported (Waterman et al., 2012). Yet, we might have expected higher
estimates from that study since they investigated on the occurrence of acute LBP
encounters. However, the study focused on emergency departments’ encounters whereas
we investigated all outpatient visits. In occupational populations such as the army, the IR
for first-time acute encounters was high with 4 050 per 100 000 person-years between 1998
123
and 2006 (Knox et al., 2011). This IR is 1.7 times higher than that found for the general
adult population of Skåne in Sweden (Jöud et al., 2012). However, an active-duty military
population has a greater exposure to heavy training and tense situations than the general
population, which could lead to greater risks of injuries. Interestingly, Knox and colleagues
also verified the medical history of every patient to capture only the first occurrence of
lumbago (Knox et al., 2011), but the clearance period was not further described. Overall,
care must be taken when comparing these estimates since the method to measure the
incidence may vary, as well as the sampling strategies and the case definitions.
Age and sex
We observed approximately the same number of incident cases for men than for women,
with a ratio of 1.04, which is similar to a ratio previously reported for LBP emergency
encounters in the USA in the same decade (Waterman et al., 2012). This ratio, for all
medical encounters in a Swedish population, was found lower with 0.81 (Jöud et al., 2012).
However, men were shown to utilize a similar level of health care resources than did
women. In Finland, the male-to-female ratios were found higher than 1.9 for different
conditions leading to LBP hospitalizations during the first 28 years of life (Zitting et al.,
1998). It is worthy of note that hospitalizations occurred mostly after the age of 20 for
males, an age corresponding to the compulsory military service in Finland. In line with this,
the 18-29 group of male conscripts in Finland had an annual IR of 2 700 per 100 000
person-years for event-based LBP hospitalizations (Mattila et al., 2009). This incidence
rate is 10-fold greater than that for the 18-34 age category in the present study cohort.
However, military service is not compulsory in Canada. Also, in the present study, the 3449 age group was the most at risk together with the elderly over 80 years. A similar
biphasic trend in LBP emergency encounters was observed for the American population
(Waterman et al., 2012). In the Swedish population, the incidence increased with age with
most first-time encounters found in the elderly 75 years and older (Jöud et al., 2012). A
similar trend was found in our data for new cases of recurrent visits for LBP in the elderly.
Finally, between 2000 and 2007, the annual incidence of the whole claims-based recurrent
LBP adult cohort showed a decrease of 26 % greater than the 9 % drop in prevalence found
124
for the same period (Beaudet et al., 2013). Further research should allow identifying factors
that could have contributed to this annual decrease in prevalence and incidence in Quebec.
Limitations
This study used the medical administrative data from the whole population of adult patients
across all social strata in Quebec for a long period ranging from 1996 to 2008. However,
this study presents limitations related to the use of administrative databases. Information
biases result from the use of the physicians’ claims registry since it is primarily exploited
for billing purposes rather than research (Beaudet et al., 2013). The ICD-9 codes reported
can lack in precision and only one code can be claimed for every medical encounter
(Lachaine et al., 2011). Patients with co-morbidities might therefore consult primarily for
another condition even in the presence of LBP; therefore an underestimation of the
incidence is possible. However, the fact that this study focuses on claims-based recurrent
LBP patients (at least 3 episodes) instead of single acute episodes might increase the
chances of selecting patients primarily consulting for a severe LBP condition. Other
reasons can lead to an underestimation of the incidence. First, everyone with LBP does not
seek consultations with medical practitioners; half of the elderly were reported to not seek
care (Hicks et al., 2008). Second, encounters with complementary and alternative medicine
health professionals are not recorded in the RAMQ database. Third, physicians working in
local community health centers are paid on an hourly fee basis and are not required to
report billing and diagnosis information in Quebec (Vanasse et al., 2012). There is also a
selection bias related to the restriction of having access to only half of the ICD-9 codes
presented in the algorithms by Cherkin or Vogt and colleagues (Cherkin et al., 1992; Vogt
et al., 2005). Finally, it is important to realize that the clearance period method used here
was stringent, excluding every patient having had one previous LBP episode in his medical
history. Considering a clearance period of 7 years could be seen as exaggerated. However,
studies report that previous acute episodes could be risk factors leading to poor prognoses
as well as chronic or recurrent states (Kent & Keating, 2008; Fourney et al., 2011; Balagué
et al., 2012), and that recovery of a LBP episode is often slow and incomplete (Henschke et
al., 2008). A long clearance period would therefore represent a severe exclusion criterion
when constructing a cohort but would increase the chances of limiting the overascertainment of first-time LBP patients.
125
CONCLUSION
The observations reported here propose that studies using large medical databases should
use a minimal clearance period of 4 years, but optimally 7 years, to optimize the
construction of an incident cohort. The annual incidence was shown to decrease in the
population overall. Elders are however showing an annual incidence increase for recurrent
LBP medical encounters.
126
ACKNOWLEDGEMENTS
The authors thank StatSciences Inc. for assistance in biostatistics, Myriam Beaudet for her
assistance in retrieving census reports and data, and Catherine Brown for proofreading the
manuscript.
AUTHORS’ CONTRIBUTIONS
NB participated in the design of the study, performed the analyses and drafted the
manuscript. JC participated in the design and analyses. PS participated in the design. AV
participated in the design. All authors read and approved the final manuscript.
127
REFERENCES
Asghari, S., Courteau, J., Carpentier, A.C., Vanasse, A. (2009) Optimal strategy to identify
incidence of diagnostic of diabetes using administrative data. BMC Med Res Methodol,
9, 62.
Balagué, F., Mannion, A.F., Pellisé, F., Cedraschi, C. (2012) Non-specific low back pain.
Lancet, 379, 482–491.
Bartholomeeusen, S., Van Zundert, J., Truyers, C., Buntinx, F., Paulus, D. (2012) Higher
incidence of common diagnoses in patients with low back pain in primary care. Pain
Pract, 12, 1–6.
Beaudet, N., Courteau, J., Sarret, P., Vanasse, A. (2013) Prevalence of claims-based
recurrent low back pain in a Canadian population: A secondary analysis of an
administrative database. BMC Musculoskelet Disord, 14, 151.
Brameld, K.J., Holman, C.D.J., Lawrence, D.M., Hobbs, M.S.T. (2003) Improved methods
for estimating incidence from linked hospital morbidity data. Int J Epidemiol, 32, 617–
624.
Cherkin, D.C., Deyo, R.A., Volinn, E., Loeser, J.D. (1992) Use of the International
Classification of Diseases (ICD-9-CM) to identify hospitalizations for mechanical low
back problems in administrative databases. Spine, 17, 817–825.
Ekman, M., Jönhagen, S., Hunsche, E., Jönsson, L. (2005) Burden of illness of chronic low
back pain in Sweden: a cross-sectional, retrospective study in primary care setting.
Spine, 30, 1777–1785.
Elders, L.A.M. and Burdorf, A. (2004) Prevalence, incidence, and recurrence of low back
pain in scaffolders during a 3-year follow-up study. Spine, 29, E101–E106.
Fourney, D.R., Andersson, G., Arnold, P.M., Dettori, J., Cahana, A., Fehlings, M.G.,
Norvell, D., Samartzis, D., and Chapman, J.R. (2011) Chronic low back pain : a
heterogeneous condition with challenges for an evidence-based approach. Spine, 36,
S1–S9.
George, C. (2002) The six-month incidence of clinically significant low back pain in the
Saskatchewan adult population. Spine, 27, 1778–1782.
Henschke, N., Maher, C.G., Refshauge, K.M., Herbert, R.D., Cumming, R.G., Bleasel, J.,
York, J., Das, A., McAuley, J.H. (2008) Prognosis in patients with recent onset low
back pain in Australian primary care : inception cohort study. BMJ, 337, a171.
Hicks, G.E., Gaines, J.M., Shardell, M., Simonsick, E.M. (2008) Associations of back and
leg pain with health status and functional capacity of older adults: findings from the
retirement community back pain study. Arthritis Rheum, 59, 1306–1313.
Hoy, D.G., Bain, C., Williams, G., March, L., Brooks, P., Blyth, F., Woolf, A., Vos, T.,
Buchbinder, R. (2012) A systematic review of the global prevalence of low back pain.
Arthritis Rheum.
Jöud, A., Petersson, I.F., Englund, M. (2012) Low back pain: epidemiology of
consultations. Arthritis Care Res (Hoboken), 64, 1084–1088.
Juniper, M., Le, T.K., Mladsi, D. (2009) The epidemiology, economic burden, and
pharmacological treatment of chronic low back pain in France, Germany, Italy, Spain
and the UK: a literature-based review. Expert Opin Pharmacother, 10, 2581–2592.
Kent, P.M. and Keating, J.L. (2008) Can we predict poor recovery from recent-onset
nonspecific low back pain? A systematic review. Man Ther, 13, 12–28.
Knox, J., Orchowski, J., Scher, D.L., Owens, B.D., Burks, R., Belmont, P.J. (2011) The
incidence of low back pain in active duty United States military service members.
Spine, 36, 1492–1500.
Kopec, J.A., Sayre, E.C., Esdaile, J.M. (2004) Predictors of back pain in a general
128
population cohort. Spine, 29, 70–77; discussion77– discussion78.
Lachaine, J., Beauchemin, C., Ramos, E. (2011) Use, tolerability and compliance of
spironolactone in the treatment of heart failure. BMC Clin Pharmacol, 11, 4.
Louw, Q.A., Morris, L.D., Grimmer-Somers, K. (2007) The prevalence of low back pain in
Africa: a systematic review. BMC Musculoskelet Disord, 8, 105.
Mattila, V.M., Sillanpää, P., Visuri, T., Pihlajamäki, H. (2009) Incidence and trends of low
back pain hospitalisation during military service--an analysis of 387,070 Finnish young
males. BMC Musculoskelet Disord, 10, 10.
McBeth, J. and Jones, K. (2007) Epidemiology of chronic musculoskeletal pain. Best
Practice and Research Clinical Rheumatology, 21, 403–425.
Stanton, T.R., Henschke, N., Maher, C.G., Refshauge, K.M., Latimer, J., McAuley, J.H.
(2008) After an episode of acute low back pain, recurrence is unpredictable and not as
common as previously thought. Spine, 33, 2923–2928.
StatCan (2012) Estimates of population, by age group and sex for July 1, Canada,
provinces and territories, annual (persons unless otherwise noted) [WWW Document].
http://estat.statcan.gc.ca/cgi-win/cnsmcgi.exe?Lang=EandESTFi=EStat/English/CII_1-eng.htm.
Strom, B.L., Kimmel, S.E., Hennessy, S. (2012) Pharmacoepidemiology, 5 edn. WileyBlackwell.
Szklo, M. and Nieto, F.J. (2007) Epidemiology, Second Edition. edn. Jones and Bartlett
Learning.
Vanasse, A., Courteau, J., Fleury, M.-J., Grégoire, J.-P., Lesage, A., Moisan, J. (2011)
Treatment prevalence and incidence of schizophrenia in Quebec using a population
health services perspective : different algorithms, different estimates. Soc Psychiatry
Psychiatr Epidemiol.
Vanasse, A., Courteau, J., Lesage, A., Fleury, M.-J., Grégoire, J.-P., Moisan, J., Lauzier, S.,
Bergeron, C. (2012) Inégalités de santé des troubles de l’humeur selon la
défavorisation matérielle et sociale du quartier de résidence. Canadian journal of
psychiatry, 57, 772–781.
Vogt, M.T., Kwoh, C.K., Cope, D.K., Osial, T.A., Culyba, M., Starz, T.W. (2005)
Analgesic usage for low back pain : impact on health care costs and service use. Spine,
30, 1075–1081.
Wasiak, R., Pransky, G., Verma, S., Webster, B. (2003) Recurrence of low back pain:
definition-sensitivity analysis using administrative data. Spine, 28, 2283–2291.
Waterman, B.R., Belmont, P.J.J., Schoenfeld, A.J. (2012) Low back pain in the United
States : incidence and risk factors for presentation in the emergency setting. Spine J,
12, 63–70.
Wilchesky, M., Tamblyn, R.M., Huang, A. (2004) Validation of diagnostic codes within
medical services claims. J Clin Epidemiol, 57, 131–141.
Yoo, I., Alafaireet, P., Marinov, M., Pena-Hernandez, K., Gopidi, R., Chang, J.-F., Hua, L.
(2012) Data mining in healthcare and biomedicine : a survey of the literature. J Med
Syst, 36, 2431–2448.
Zitting, P., Rantakallio, P., Vanharanta, H. (1998) Cumulative incidence of lumbar disc
diseases leading to hospitalization up to the age of 28 years. Spine, 23, 2337–43–
discussion2343–4.
129
5. RÉSULTATS ADDITIONNELS: ANALYSE PARTIELLE DES COUTS DIRECTS
5.1 Couts totaux et médians d’intervention auprès de patients incidents
Notre première observation a été de constater que les analyses de couts obtenues
présentaient une distribution fortement asymétrique (voir Figure 12). C’est une observation
également partagée dans l’ensemble des publications qui rapportent des données
économiques sur la douleur lombaire (Barber & Thompson, 2004). Par exemple, en 2007,
la valeur minimale des couts d’interventions prodigués à un patient pendant sa première
année de consultation récurrente pour de douleur lombaire se situait à 20,50 $ alors que la
dépense la plus élevée atteignait 7 820,00 $. Pour cette raison, les données seront
présentées selon le cout médian et l’écart interquartile (c.-à-d. q1 et q3, correspondant à 25
% et 75 % de la cohorte, soit les 50 % des patients se situant autour de la valeur médiane)
plutôt qu’en fonction de la moyenne et d’un écart-type (l’écart-type dans ce cas-ci est plus
important que la moyenne, par exemple pour nos données de 2007, la moyenne des couts
chez les femmes est de 300 $ ± 319 $).
130
Figure 12. Distribution des couts de services médicaux de patients incidents pour une
récurrence de consultations pour de la douleur lombaire
Parmi nos cohortes incidentes, le nombre absolu de patients a diminué de 8 % sur la
période de cinq ans, le ratio homme/femme est demeuré sensiblement constant et l’âge
moyen a augmenté de 2,5 années (Tableau 6). Alors qu’entre 2003 et 2007 l’incidence de
consultations récurrentes pour de la douleur lombaire a diminué de 12 %, le cout médian
des interventions annuelles a pour sa part augmenté de 14 %. Les couts totaux sont le reflet
du cout des interventions prodiguées à l’ensemble des individus de la cohorte incidente.
Les couts totaux de 2007 ont affiché une hausse de 1,4 % par rapport à 2003. Cependant,
cette hausse est demeurée minime et était secondaire à une reprise à partir de 2004.
131
Tableau 6. Couts médians et totaux des patients incidents pour des consultations
récurrentes de douleur lombaire, en dollars de 2007.
2003
N
20 074
Ratio H : F 1,05
Age
(+/- 48,2 (17,1)
ET)
Cout
172
médian ($)
[108 – 312]
[q1, q3]
Cout total
5 584 986
ET : Écart-type, q1 : premier
Femmes
2004
20 212
1,01
48,8 (17,3)
2005
19 448
0,99
49,3 (17,3)
2006
19 709
1,01
49,9 (17,3)
2007
18 533
0,99
50,7 (17,5)
170
[109 – 305]
182
[115 – 317]
183
[116 – 315]
196
[122 – 354]
5 496 161
5 535 429
5 583 370
5 664 071
quintile (25 %), q3 : 3e quintile (75 %), H : Hommes, F :
Puisque les jeunes hommes (18-34 ans) étaient 1,2 fois plus à risque que les jeunes
femmes de consulter de manière récurrente pour de la douleur lombaire, et étant donné que
les personnes très âgées avaient un risque 1,9 fois plus élevé que les jeunes de consulter,
nous avons voulu déterminer les tendances de couts dans les différentes strates de la
population (Tableau 7). Nos analyses ont permis de constater que les couts médians étaient
continuellement plus élevés chez les hommes dans toutes les strates d’âge entre 18 et 64
ans que chez les femmes du même âge de 2003 à 2007, cependant cette tendance s’est
inversée dans les groupes des 64-79 ans et 80 ans et plus. Chez les hommes très âgés, à
partir de 2004, les couts médians se sont stabilisés autour d’environ 240 $/an alors que chez
les femmes les couts médians ont progressés linéairement de 225 $/an en 2004 à 264 $/an
en 2007. La tendance séculaire des couts totaux était à la baisse chez les hommes, avec une
diminution en escalier qui atteignait 4 % entre 2003 et 2007. À l’inverse, chez les femmes
la tendance était à la hausse, affichant une augmentation progressive qui atteignait 8 % de
2003 à 2007. C’est-à-dire que si la tendance s’est maintenue, les couts d’interventions
générés par les hommes devraient avoir croisé les couts totaux d’interventions générés par
les femmes au moment de l’écriture de cette thèse.
132
133
186
[115-328]
190
[120-369]
197
[119-365]
215
[143-391]
243
[163-427]
197
[122-364]
156
[101-269]
159
[101-294]
154
[100-263]
199
[128-379]
226
[148-372]
168
[107-300]
2003
F
147
[100-251]
165
[102-290]
156
[101-264]
198
[131-345]
225
[152-370]
168
[107-291]
2004
F
2005
F
2006
F
2 670 127
171
[108-296]
179
[110-332]
177
[113-321]
212
[143-369]
236
[161-387]
184
[116-328]
2007
H
2 978 100
2 886 870
2 888 681
2 913 242
2 857 032
2 606 886
2 609 291
2 646 748
Cout total
er
e
*Le cout médian en $ de 2007 est rapporté suivi du 1 et 3 quartile (q1 [25 %] — q3 [75 %]) entre crochets.
Pop. totale
80+
65-79
50-64
35-49
176
[110-308]
190
[117-354]
179
[113-321]
203
[135-348]
246
[151-397]
186
[118-337]
2006
H
165
[103-276]
169
[106-280]
166
[109-277]
211
[141-365]
253
[165-427]
180
[116-305]
163
[105-294]
176
[112-333]
167
[105-306]
186
[123-324]
237
[159-361]
174
[111-319]
167
[108-307]
177
[110-342]
167
[104-297]
194
[123-353]
212
[136-358]
174
[110-324]
2005
H
159
[102-274]
171
[105-291]
162
[104-272]
206
[137-353]
239
[158-388]
176
[113-303]
Age\Sexe
18-34
2004
H
2003
H
Tableau 7. Couts totaux et médians des services médicaux ajustés en dollars de 2007, par âge et sexe
2 807 040
167
[106-292]
185
[117-329]
180
[116-313]
228
[142-401]
264
[173-437]
194
[123-344]
2007
F
5.2 Couts totaux et volume d’actes lors de l’année index et des années de suivi
Nous avons ensuite déterminé le profil d’utilisation des services médicaux des
patients incidents en prenant l’année de référence 2003 étant donné que nous avions pour
cette cohorte cinq années de suivi. Nos résultats démontrent qu’en terme de couts totaux la
première année génère au-delà de 2,2 fois plus de couts que l’ensemble des quatre années
de suivi combinées autant chez les hommes que les femmes (Figure 13).
Figure 13. Couts totaux d’actes selon l’année de suivi des patients incidents en 2003
En matière de couts totaux, les hommes généraient plus de couts en 2003 lors de
leur année index que les femmes. La différence tend cependant vers l’équilibre autour de la
5e année de suivi. En fonction de cette observation, nous avons voulu vérifier si cette chute
abrupte des couts entre l’année index (an 1) et la première année de suivi (an 2) était
constante dans toutes nos cohortes incidentes. En nous basant sur les cohortes pour
lesquelles nous bénéficions de deux années de données longitudinales (2003 à 2006), nous
avons établi un portrait de consommation (Tableau 8). Nous avons pu constater que la
chute de couts d’interventions observée en 2003 entre l’année index (an 1) et la première
année de suivi (an 2) était constante dans les différentes cohortes.
134
135
Couts totaux ($)
2 978 100
2 606 886
F
94 208
F
H
103 307
9 772
F
H
10 302
H
Nombre de patients
Volume d’actes
2003
Cohorte
2 609 291
2 886 870
90 648
99 225
9 973
10 239
2004
Année index
264 6748
288 8681
90 782
95 718
9 799
9 649
2005
2 670 127
2 913 242
93 590
97 648
9 795
9 914
2006
2 807 040
2 857 032
94 569
93 906
9369
9164
2007
495 590
582 537
14 252
16 359
2914
3052
2003
520 099
601 847
14 293
16 852
3053
3004
2004
Année de suivi
502 404
580 240
14 223
16 389
2943
2899
2005
503 202
581 520
14 345
16 130
2 890
2 949
2006
Tableau 8. Comparaison des couts totaux et du volume d’actes entre l’année index et l’année de suivi de 2003 à 2007
N/D
N/D
N/D
N/D
N/D
N/D
2007
Dans tous les cas, la première année de consultations récurrentes pour de la douleur
lombaire coutait en moyenne cinq fois plus que l’année de suivi autant pour les hommes
que les femmes. Le nombre de patients qui consultaient lors de l’année de suivi pour un
problème de douleur lombaire correspondait à environ 30 % de la cohorte incidente initiale,
et ce pour toutes les cohortes de 2003 à 2006. La moyenne d’actes ne différait pas entre les
sexes ni entre les cohortes pour chacune des années index (10 actes/patient) et de suivi (5
actes/patient). La différence de couts entre hommes et femmes vient donc majoritairement
du fait que les hommes nécessitent des soins plus couteux que les femmes, une tendance
qui est perceptible en observant les médianes et 1er et 3e interquartiles des différents
groupes d’âge de 18 à 64 ans (Tableau 7). Cette tendance s’inverse néanmoins pour les
groupes de 65 ans et plus, mais puisque ces groupes d’âge ne représentent que 20 % de
chacune des cohortes de patients, la résultante est que les hommes génèraient davantage de
couts entre 2003 et 2007.
136
6. DISCUSSION GÉNÉRALE
6.1 Synthèse des précédentes sections
Cette étude représente un des volets d’un programme de recherche qui visait à
produire un atlas québécois de la douleur chronique. L’échantillon de départ correspondait
à 1 656 420 patients ayant consulté de manière récurrente un médecin affilié à la RAMQ ou
ayant été hospitalisé pour un diagnostic de migraine ou de fibromyalgie ou de douleur au
dos ou de douleur articulaire entre 1999 et 2008. La cohorte secondaire de 401 264 patients
présentant de la douleur lombaire récurrente a été extraite de cette cohorte principale afin
de dresser un portrait de l’ampleur de cette condition de santé dans la province du Québec.
Figure 14. Rappel de l’hypothèse et des objectifs
Objectif principal : Établir le portrait épidémiologique de la douleur lombaire
récurrente dans la population québécoise de 2000 à 2007 tout en améliorant l’approche
méthodologique basée sur l’analyse secondaire de banques de données administratives.
Objectif secondaire : Évaluer la tendance séculaire des couts directs de la douleur
lombaire récurrente sur notre système de santé, plus particulièrement en ce qui a trait
aux services médicaux prodigués.
Hypothèse : La prévalence et l’incidence de la douleur lombaire récurrente augmentent
dans la population entre 2000 et 2007 au Québec, se reflétant par une hausse des
dépenses de santé.
La réalisation de l’objectif principal a permis la publication de deux manuscrits, l’un
portant sur la prévalence annuelle de la douleur lombaire récurrente, l’autre portant sur
l’optimisation de la construction d’une cohorte incidente et sur l’incidence annuelle de la
douleur lombaire récurrente de 2000 à 2007. L’objectif secondaire a permis de préparer des
analyses sur la composante des couts directs de santé imputés au système de santé par les
patients récurrents incidents entre 2003 et 2007. La figure 15 résume les principaux
résultats issus des analyses produites.
137
Figure 15. Résumé des principaux résultats
PRÉVALENCE
• La prévalence annuelle de la douleur lombaire récurrente, basée sur la fréquence
de consultations médicales, a diminué de 9 % dans la population québécoise de
2000 à 2007;
•
Le pic de prévalence chez les hommes et les femmes se situait entre 40 et 55 ans;
•
Les femmes très âgées étaient plus à risque que les hommes de consulter de
manière récurrente pour de la douleur lombaire;
•
Plus de 65 % des diagnostics de douleur lombaire étaient non-spécifiques.
INCIDENCE
• Dans les bases de données médicoadministratives, la construction d’une cohorte
incidente peut être optimisée en procédant à une révision systématique de
l’historique de chaque patient et en sélectionnant des patients exempts de douleur
lombaire pour une période de sept ans ;
•
L’incidence annuelle de la douleur lombaire récurrente, basée sur la fréquence de
nouveaux épisodes de consultations médicales, a diminué de 26 % dans la
population québécoise de 2000 à 2008;
•
Les personnes très âgées ont eu 52 % plus de nouvelles consultations récurrentes
pour de la douleur lombaire que les jeunes adultes de 18 à 34 ans.
COUTS DIRECTS
• Les couts totaux d’intervention ont augmentés de 1,4 % entre 2003 et 2007, soit
une baisse de 4 % chez les hommes contrée par une hausse de 8 % chez les
femmes.
•
Le cout médian des interventions a augmenté de 14 % entre 2003 et 2007, dont
une hausse notable chez les femmes très âgées.
•
Au total, les hommes ont engendré plus de couts que les femmes surtout lors de
leurs deux premières années de traitement.
•
L’année index de douleur lombaire engendrait 5 fois plus de couts que l’année de
suivi, autant chez les hommes que les femmes.
138
À la vue de la synthèse de ces résultats, un premier constat a été de rejeter la
première partie de notre hypothèse de départ basée sur une hausse de la prévalence et de
l’incidence de la douleur lombaire récurrente au Québec entre 2000 et 2007. À la lecture
des nombreuses études de prévalence de douleur lombaire aigüe dans la littérature, ce
constat était inattendu. Il était même à l’encontre de données séculaires rapportées pour la
prévalence de douleur lombaire chronique (Freburger et al., 2009). Pour ce qui est de
l’incidence, bien qu’aucune étude ne présentait de données séculaires, nous basions notre
hypothèse sur l’observation d’une augmentation des cas de consultation pour des problèmes
de santé affectant le rachis de 1998 à 2005 (Martin et al., 2008), et sur le maintien des taux
annuels de consultation médicale pour de la douleur lombaire aux États-Unis de 1996 à
2002 (2,3 % des visites hebdomadaires) (Deyo et al., 2006). Malgré la baisse de 26 % du
taux d’incidence entre 2000 et 2007 au Québec, force a été de constater que les budgets de
santé n’ont obtenu aucun sursis du côté de la douleur lombaire récurrente, affichant une
légère hausse des dépenses de services médicaux, particulièrement dans la population
féminine. Tous ces résultats ont soulevé quelques questions qui seront abordées dans les
prochaines pages en étoffant davantage certains éléments de discussions soulevés dans les
deux articles publiés.
139
6.2 La morbidité de la douleur lombaire récurrente en déclin?
Il y a peu d’études qui présentent des données de prévalence annuelle sur plusieurs
années successives, surtout en ce qui a trait à la douleur lombaire récurrente ou chronique.
Tel que décrit dans l’introduction, la morbidité annuelle est considérée élevée, mais n’aurait
pas fluctuée de manière significative ces 30 dernières années (Walker, 2000; Deyo et al.,
2006; Freburger et al., 2009). Cependant, tous s’entendent pour dire qu’il est périlleux de
tenter de comparer les études de prévalence de douleur lombaire en raison de la grande
hétérogénéité des définitions utilisées et des différences entre devis ou cohortes (Walker,
2000; Hestbaek et al., 2003; Louw et al., 2007; Hoy et al., 2012). À la lecture des études
d’incidence de douleur lombaire dans la population (voir Tableau 3), le même genre de
conclusion peut être formulée. Nos résultats de prévalence annuelle de douleur lombaire
récurrente sont malheureusement peu comparables car aucune autre étude n’a présenté de
données séculaires de récurrence. De plus, nos résultats indiquent une baisse dans le temps.
En termes de douleur chronique, les données disponibles dans les enquêtes
canadiennes (ENSP et ESCC), la prévalence était élevée (15 % à 19 %), et stable dans le
temps (voir Figure 16) (Reitsma et al., 2011). Dans une étude portant sur l’enquête de
1996-1997, il est décrit que 36 % des individus rapportant de la douleur chronique
présentaient également des problèmes de dos, soit l’un des deux corrélats indépendants les
plus forts avec l’arthrite, dans la catégorie de douleur chronique (Rashiq & Dick,
2009).C’est également la condition la plus fréquemment rapportée selon une étude sur les
données de 2008 (Schopflocher et al., 2011). Nous pourrions donc avancer l’hypothèse que
la douleur lombaire chronique au niveau canadien est demeurée à un niveau stable de 1994
à 2008. Cela va à l’encontre de nos résultats qui démontrent une baisse de prévalence de
2000 à 2008. Cependant, il s’agit de données autorapportées dans les enquêtes, la
prévalence est donc en général plus élevée que celle retrouvée lors de l’analyse secondaire
de données médicoadministratives (Picavet et al., 2008). Également, dans ces enquêtes, les
individus rapportent avoir mal au dos, mais cela n’indique pas qu’ils aient consulté un
médecin pour autant, contrairement aux données de la RAMQ pour lesquelles seuls les
patients qui consultent sont consignés.
140
Figure 16. Prévalence brute de la douleur chronique dans la population Canadienne
Légende : Prévalence de la douleur chronique dans un échantillon représentatif de la
population canadienne selon les résultats des enquêtes nationales de santé des populations
de 1994 à 2008. Il n’y a pas de tendance séculaire à la hausse ou à la baisse autant chez les
hommes que les femmes. Tiré de Reitsma et al., 2011 avec permission.
En termes plus spécifiques de douleur lombaire chronique, Freburger et
collaborateurs ont rapporté des données de prévalence pour les années 1992 et 2006
(Freburger et al., 2009). Ils ont mis l’accent sur une hausse importante de la prévalence (+
6 %) pendant ces 14 années, toutefois cette conclusion était basée sur une étude
transversale plutôt que longitudinale sur la population d’un état américain. En ayant
seulement deux relevés annuels sur une période de 14 ans (le début (1990) et la fin (2006)),
il est très risqué d’émettre des conclusions tranchées sur les tendances survenues dans
l’intervalle. Rien n’indique qu’il s’agisse d’une hausse progressive et constante, non plus
qu’il s’agisse d’un pic record et unique de prévalence en 2006 dans cette région. Cette
étude était basée sur des données de sondage recueillies dans des foyers sélectionnés, et tel
que décrit précédemment, les données autorapportées mènent à une prévalence plus élevée
que lors de l’utilisation de données administratives (Picavet et al., 2008). Nonobstant, si
une hausse de plaintes de douleur lombaire chronique est observée dans la population, nous
pourrions nous attendre à une hausse concomitante de consultations médicales récurrentes
pour cette condition de santé.
141
À cet égard, Deyo et collaborateurs ont étudié la tendance des consultations
médicales pour les problèmes de dos entre 1996 et 2002 aux États-Unis à partir de sondages
nationaux recueillis par des organismes de surveillance (Deyo et al., 2006). Durant ces sept
années, le taux de consultation pour douleur au dos est demeuré constant, soit à environ
2,3 % de toutes les consultations médicales. Cependant, les auteurs n’ont pas voulu tirer de
conclusion sur la tendance séculaire de la prévalence de douleur lombaire étant donné la
trop grande variabilité dans les définitions utilisées dans les différents sondages examinés.
C’est la raison pour laquelle ils utilisent de façon générale le terme « douleur au dos »
plutôt que « douleur lombaire ». Les définitions faisait également plus référence à de la
douleur aigüe que récurrente ou chronique. Le système de santé américain est cependant
bien différent de notre système de santé universel, et les conclusions tirées à partir des
profils de consultations médicales peuvent être délicates à comparer. Mais à la lumière de
la conclusion de Freburger d’une augmentation de douleur lombaire chronique dans la
population de Caroline du Nord (Freburger et al., 2009) et de la conclusion de Deyo d’une
stabilité nationale dans le profil de consultation médicale pour de la douleur au dos (Deyo
et al., 2006), aucune n’abondait dans le sens de nos conclusions qui démontrent une baisse
de prévalence. Si le nombre de consultations médicales était stable aux Etats-Unis, que la
douleur chronique, dont la manifestation la plus fréquente était la douleur au dos, était
stable (Canada) ou en hausse (Etats-Unis), pourquoi observons nous une baisse de
prévalence de douleur lombaire récurrente dans notre étude?
Martin et Deyo ont poussé l’analyse plus loin dans une étude subséquente sur
l’utilisation des ressources médicales pour des problèmes du rachis (Martin et al., 2009).
Cette étude était basée sur les enquêtes du Medical Expenditure Panel Survey (MEPS) qui
relevait le profil de consommation des services de la santé (consultations médicales et
certaines consultations en médecine complémentaire et alternative [MAC]) d’un échantillon
national de foyers américains, informations complémentées par les dossiers des
pourvoyeurs de soins et des assureurs. Il s’agissait d’un profil global de santé spinale sans
égard à la gravité, qui rapportait une hausse de prévalence de 10,8 % à 13,5 % de 1997 à
2006. Cette hausse était particulièrement marquée par une augmentation annuelle de 4,7 %
des visites ambulatoires (en moyenne sept visites annuelles incluant le chiropraticien et le
142
physiothérapeute), mais une baisse totale de 3,7 % du nombre d’hospitalisations (Martin et
al., 2009). Encore une fois, nos résultats ont divergé grandement de cette conclusion. Par
contre, dans cette même étude de Martin (Martin et al., 2009), les visites ambulatoires
(médicales et MAC) pour douleur spinale étaient en hausse alors que dans l’étude de Deyo
(Deyo et al., 2006) le nombre de visites médicales était stable. La différence pourrait venir
du fait que Martin et collaborateurs ont évalué les visites chez les physiothérapeutes et
chiropraticiens en plus des visites médicales contrairement à Deyo. Il y aurait donc une
potentielle augmentation de la fréquence de consultation dans le temps, entre autres en
soins chiropratiques selon Martin.
Cette observation pourrait sous-tendre la baisse de consultations médicales observée
dans nos données. Ce constat est émis en lien avec la difficulté d’accessibilité à un médecin
de famille au Canada qui a été relevée en 2003. Quatorze pour cent de la population
n’avaient pas de médecin de famille, dont le tiers révélait que leurs recherches pour en
trouver un avaient été infructueuses (Gagnon, 2004). Le Québec affichait les pires
statistiques canadiennes en 2005 avec 25 % de sa population n’ayant pas de médecin de
famille (Gladu, 2007). La banque de données administratives de la RAMQ ne consigne pas
les données de consultation en physiothérapie et en chiropratique, il s’est donc avéré
impossible de vérifier cette hypothèse. Cependant, la consultation en MAC représente la
meilleure hypothèse pour expliquer la baisse de prévalence séculaire observée dans nos
données médicoadministratives.
Au niveau de l’incidence de la douleur lombaire à l’échelle de la population, les
études qui ont évalué la tendance séculaire sont encore plus rares que celles de prévalence.
Mattila et collaborateurs ont évalué annuellement les nouveaux cas d’hospitalisation dans la
population finlandaise militaire des 20-30 ans entre 1990 et 2002 (Mattila et al., 2009). La
population militaire mâle représentait 80 % de la population générale du même âge en
Finlande étant donné le service militaire obligatoire durant ces années. Le taux d’incidence
des hospitalisations pour un problème de disque lombaire (CIM-9 = 722.7, 353.9 et
équivalents CIM-10) avait diminué d’environ 30 % de 1993 à 2002. Le taux d’incidence
d’hospitalisations pour douleur lombaire non spécifique (CIM-9 = 724.2, 724.5, 724.9 et
équivalents CIM-10) était quant à lui resté relativement stable sur la période de 13 ans.
143
Mattilla et collaborateurs rapportaient cependant que les hospitalisations étaient plus
fréquentes que dans la population, car si le soldat ne peut être soulagé par des antiinflammatoires, il était automatiquement hospitalisé. Leur étude représentait également les
cas les plus graves étant donné qu’ils menaient à une hospitalisation. Donc, si nous
avançons l’hypothèse que les cas récurrents de la tranche d’âge 18-34 ans dans nos analyses
étaient de gravité identique à ceux de l’étude de Mattila, nous avons observé comme eux
une diminution de l’incidence (voir Tableau 3). Cependant, cette diminution était davantage
élevée (c.-à-d. 57 %) pour les années 2000 à 2007 dans nos analyses, dans lesquelles la
représentativité des femmes était équivalente à celle des hommes et pour des catégories
diagnostiques inclusives à la fois des maux non spécifiques, mais également des hernies et
des sténoses. Note importante, notre étude s’intéressait principalement au taux d’incidence
des visites ambulatoires, dont seulement 15 % des patients étaient hospitalisés au final. La
comparaison des données des deux études demeure délicate étant donné qu’il s’agit de
données majoritairement ambulatoires versus entièrement hospitalières. Une autre étude
d’incidence, cette fois-ci sur les consultations pour douleur lombaire dans les départements
d’urgence d’hôpitaux américains, a quant à elle rapporté de 2004 à 2008 un taux
d’incidence de 139 par 100 000 personne-années avec un pic chez les 20-39 ans (Waterman
et al., 2012). Cependant vu l’approche méthodologique utilisée pour rapporter l’incidence
en personne-années sur une période cumulée de cinq ans, il n’est pas possible d’évaluer la
tendance séculaire annuelle dans cette étude.
En bref, Reitsma et collaborateurs ont fourni le portrait populationnel de la
prévalence de la douleur chronique au Canada de 1994 à 2008, alors que Martin et
collaborateurs ont effectué une analyse un peu plus spécifique sur la prévalence de la santé
spinale aux États-Unis de 1997 à 2006 (Martin et al., 2009; Reitsma et al., 2011). Mattila et
collaborateurs ont présenté la tendance séculaire de l’incidence d’hospitalisations pour de la
douleur lombaire dans une population de jeunes adultes en Finlande (Mattila et al., 2009).
Nos études ont été davantage spécifiques en portant seulement sur la morbidité de la
douleur lombaire récurrente de 2000 à 2007, ce qu’aucune autre n’a rapporté pour une série
d’années successives à notre connaissance. La tendance à la baisse que nous avons
observée autant pour la prévalence que l’incidence ne peut malheureusement pas être
144
expliquée en s’appuyant sur les conclusions d’autres études de prévalence ou d’incidence
de douleur lombaire autant aigüe, récurrente que chronique. Comme soulevé dans les
discussions des articles présentés à la section 4, il pourrait s’agir d’un problème
d’accessibilité au système de santé, un déplacement de clientèle vers les médecines
alternatives et complémentaires (Kanodia et al., 2010; Shmueli et al., 2011), un
changement dans les normes de sécurité au travail ou une diminution des emplois dans le
secteur manufacturier ou ouvrier au Québec par exemple (Chen et al., 2006). Au niveau de
l’incidence, bien que nous ayons observé un déclin global toutes catégories d’âge
confondues, l’analyse stratifiée nous a indiqué que la diminution s’observait principalement
chez les 18-49 ans, alors que la tendance était plutôt stable chez les adultes de 50-79 ans et
en nette progression chez les personnes très âgées depuis 2005. Au final, de 2000 à 2007,
les médecins auront vu moins de cas récurrents de douleur lombaire, particulièrement chez
les moins de 65 ans, mais auront vu une augmentation de la clientèle âgée. Si le nombre de
cas récurrents diminue chez les moins de 65 ans, il faudrait savoir où consultent ces
patients si les enquêtes nous révèlent que le niveau de douleur chronique demeure stable au
Canada. Ces observations devraient stimuler une réflexion à savoir si les médecins ne
devraient pas être mieux formés pour l’évaluation et la gestion de la douleur, tout
particulièrement chez les personnes âgées.
145
6.3 Est-ce que vieillir rime avec une fréquence accrue de douleur lombaire?
Selon une analyse d’utilisation de ressources médicales produite à partir de données
de l’enquête nationale de santé des populations de 1998-99, les problèmes de dos chez les
moins de 60 ans seraient la plus importante cause de consultation parmi les maladies
chroniques au Canada (Rapoport et al., 2004). Dans une étude comparant les données de
registre aux données de sondage aux Pays-Bas, le pic de consultation d’omnipraticiens par
les individus aux prises avec de la douleur lombaire avait lieu principalement dans la
fourchette des 45-54 ans en 1998-2001 (Picavet et al., 2008). Une revue systématique sur
51 articles abordant le sujet de l’âge et de la douleur au dos (douleur au cou inclus),
rapporte une association curvilinéaire entre âge et prévalence de douleur au dos mixte et
bénigne dont le plafond se situait autour de 50 à 60 ans (Dionne et al., 2006). Une
association quadratique basée sur une analyse de régression de 966 estimations de
prévalence en fonction de l’âge a également démontré une prévalence accrue à un âge
moyen de 40-69 ans puis un déclin vers les groupes d’âges supérieurs (Hoy et al., 2012).
Cependant, Dionne et collaborateurs ont soulevé le point que lorsque la gravité de la
douleur au dos est prise en considération dans les analyses, la prévalence des cas graves
augmenterait linéairement avec l’âge (Dionne et al., 2006). En effet, si nous considérons les
cas de douleur chronique dans la population canadienne de 1994 à 2008 (voir Figure 17),
nous pouvons en effet constater une augmentation de la prévalence à partir du groupe des
25-44 ans (environ 12 %) vers les 65 ans et plus (24 à 31 %) (Reitsma et al., 2011). La
douleur lombaire n’augmenterait donc pas nécessairement en fréquence avec l’âge au-delà
de la retraite, mais plutôt en gravité.
En comparaison, nos résultats basés sur la prévalence des cas récurrents de douleur
lombaire ont démontré en effet un pic chez les adultes de 40 à 60 ans. Ce pic était suivi par
un creux chez les 60 à 70 ans, tel que rapporté dans les études précédemment décrites,
cependant immédiatement suivi par une recrudescence de consultations récurrentes au-delà
de 75 ans. Le fait de sélectionner des patients ayant un minimum de trois consultations par
année pour un problème de douleur lombaire pourrait-il justifier en partie que notre cohorte
ait été composée de patients dont la gravité des épisodes était plus importante que des
patients qui ne se présenteraient qu’une seule fois par année chez leur médecin pour de la
146
douleur lombaire aigüe? Parmi les études qui analysent les données au-delà de 65 ans, peu
ont rapporté une augmentation de consultation dans les groupes plus âgés.
Figure 17. Prévalence de la douleur chronique dans la population Canadienne, par
âge
Légende : Prévalence de la douleur chronique dans un échantillon représentatif de la
population canadienne selon les résultats des enquêtes nationales de santé des populations
de 1994 à 2008 et ce en fonction des tranches d’âge. Il n’y a pas de tendance séculaire à la
hausse ou à la baisse autant chez les jeunes adultes que les personnes âgées. Tiré de
Reitsma et al., 2011 avec permission.
L’analyse d’une banque de données médicale et administrative de l’état du
Colorado a bien démontré le pic de consultations pour les 45-54 ans, même parmi ceux qui
consultaient plus de trois fois par an, cependant suivi d’une baisse progressive de 65 à 85
ans et plus (Ritzwoller et al., 2006). Par contre, lorsque les données ont été ajustées selon
un algorithme de chronicité basé sur l’utilisation de médicaments, le groupe des 75 ans et
plus présentait au-delà de quatre fois plus de chances d’être hospitalisé pour un problème
de douleur lombaire. Il faut néanmoins concevoir qu’il s’agissait d’une analyse dans une
banque qui ne couvrait que 15 % de la population et que les analyses n’étaient pas ajustées
en fonction de la représentativité de chaque groupe d’âge par rapport à la population
générale de l’état du Colorado. La prévalence de consultation de la classe très âgée serait
peut-être donc sous-estimée dans cette étude et devrait être idéalement pondérée par rapport
à la population générale du même âge. Ainsi, bien que la proportion de patients très âgés
147
qui consultaient en ambulatoire ait diminuée, leurs taux d’hospitalisation ont augmentés, ce
qui pourrait être relié à la gravité des épisodes. Plusieurs raisons font que la population très
âgée est peu étudiée pour la douleur lombaire.
En effet, dans les études portant sur la population vieillissante, la représentativité
des groupes de personnes âgées, particulièrement les groupes très âgés (> 75 ans), est en
général faible compte tenu, entre autres, de leur survie, du taux d’institutionnalisation et
parce que la douleur lombaire est souvent considérée comme une maladie de deuxième
ordre, après les maladies létales (Bressler et al., 1999). Les déclins cognitifs, tels que les
troubles de compréhension ou de mémoire, peuvent mener aussi à des biais de rappel chez
la population âgée. Ces derniers peuvent aussi apprendre à mieux vivre avec leur douleur,
présenter un seuil de tolérance plus élevé, perdre en sensibilité, tous des phénomènes qui
pourraient mener à une baisse du taux de prévalence, ou d’incidence, dans cette fourchette
d’âge (Rapoport et al., 2004; Dionne et al., 2006). Il est aussi important de considérer
l’attitude de l’individu âgé; un état dépressif peut introduire un biais d’information pouvant
altérer la prévalence. Il existe également, dans cette population, la probabilité qu’une tierce
personne (proxy) puisse répondre à la place du patient, ajoutant au biais d’information et à
la sous-estimation de la prévalence (Hoy et al., 2012). Les personnes âgées composent une
sous-population qui présente énormément de variabilité autant du point de vue du milieu de
vie que de la santé globale (Bressler et al., 1999). D’ailleurs, en raison du biais de rappel
élevé, il devient délicat d’utiliser les questionnaires pour tenter de déterminer l’incidence
ou la prévalence, puisqu’il y a peu de chance que les individus se souviennent d’épisodes
antérieurs. Weiner et collaborateurs ont critiqué l’utilisation de données rapportées par le
patient âgé, préconisant plutôt l’approche observationnelle pour confirmer le niveau de
cognition et l’état de santé global (Weiner et al., 1996). Que ce soit chez l’individu en âge
de travailler ou chez les personnes âgées, la mémoire est une faculté qui oublie. Il est donc
important de bien comprendre l’étendue de la période que vise l’enquête afin de se
questionner sur la validité des données de prévalence avec 6 mois ou 12 mois de recul par
exemple.
148
Les revues systématiques démontrent que la prévalence annuelle et à vie sont plus
élevées que la prévalence ponctuelle. Doit-on en déduire que les estimations de période
sont moins précises, particulièrement dans cette tranche d’âge? Malgré les nombreuses
limites des analyses secondaires de données administratives, dans un système universel
d’assurance maladie, le biais de rappel ou de télescopage (voir section 6.8) peut être
davantage contrôlé avec ce genre de devis que par l’utilisation d’enquêtes, particulièrement
dans les populations âgées. Par contre, les données administratives peuvent difficilement
aider à déterminer la gravité d’une condition autre que par la récurrence d’épisodes ou
selon une analyse croisée des médicaments prescrits. Les résultats préliminaires de Lacasse
et collaborateurs démontrent malheureusement une faible validité des données
pharmaceutiques de la RAMQ en ce qui a trait à la douleur chronique (Lacasse et al.,
2012). Partant de la prémisse que la population âgée présente un profil de consommation
pharmaceutique élevé pour traiter la douleur et d’autres comorbidités (van den Bussche et
al., 2011; Abdulla et al., 2013), le croisement des données du fichier des services médicaux
et des données pharmaceutiques pourrait se révéler peu efficace dans le but d’accroitre la
validité des données et d’obtenir un indice de gravité de douleur lombaire. Il est donc
important de stratifier les résultats en fonction de l’âge et du sexe pour permettre au lecteur
ou au décideur de se faire une opinion éclairée de la prévalence. Malgré l’absence d’un
indice de gravité, nos résultats démontraient bien qu’au niveau de notre système de santé,
une attention toute particulière devrait être portée sur les populations âgées, car alors qu’il y
avait une baisse de prévalence dans la population en âge de travailler de 2000 à 2007, les
personnes âgées elles consultaient davantage de manière récurrente dans la même période.
Nos résultats mettent l’emphase sur ce phénomène qui est peu rapporté dans les autres
études de morbidité de douleur lombaire. Ces résultats abonderaient dans le même sens
qu’une étude alarmante de Smith et collaborateurs sur des données séculaires du MEPS de
2000 à 2007 sur les populations de personnes très âgées (avant 1935), pré-boomers (1935444) et boomers (1945-64) aux prises avec des douleurs au dos (Smith et al., 2013). Plus de
25 % des individus de ces populations ayant rapporté des problèmes de dos en 2000
seraient considérés des cas chroniques à l’âge de la retraite et afficheraient une
augmentation de 15 % jusqu’en 2008. Les auteurs mettaient l’accent sur la croissance de la
149
population vieillissante qui s’accélèrerait, tout comme nous l’avons rapporté dans notre
étude.
En terme d’incidence entre 2000 et 2007, les jeunes adultes (18-34 ans) présentent
le moins de nouveaux cas de douleur lombaire récurrente annuellement, les adultes de 35 à
79 ans affichent des taux relativement semblables, alors que les plus âgés de notre société
affichent 52 % plus de nouvelles consultations que les jeunes adultes. À l’inverse,
Waterman et collaborateurs rapportent un pic du taux d’incidence de consultations de
douleur lombaire dans les urgences américaines chez les 25-34 ans. Le taux d’incidence
diminue ensuite graduellement jusqu’à 74 ans et en légère hausse dans les classes d’âge
supérieures. Leur profil de taux d’incidence par classe d’âge est plus ressemblant à notre
profil biphasique de prévalence pour des consultations récurrentes de douleur lombaire.
L’approche méthodologique de Waterman cependant ne tient pas compte de l’historique de
douleur lombaire des patients se présentant aux urgences et considère tous les individus qui
se présentent à l’urgence comme ayant un nouvel épisode. Cette façon de faire est en ligne
avec la théorie de McBeth et Jones qui supposait que nombre d’études publient des données
dites d’incidence, mais qui, en réalité, sont plutôt des études rapportant de nouveaux
épisodes prévalents (McBeth & Jones, 2007). Cela expliquerait que leur profil d’incidence
ressemble beaucoup plus à nos profils de prévalence.
Par contre, Joud et collaborateurs ont utilisé une approche méthodologique similaire
à notre approche de clairance pour produire une cohorte incidente plus spécifique pour la
population de 2009 d’un comté de Suède (Jöud et al., 2012). Leurs résultats sont
comparables dans la mesure où ils ont utilisé une analyse secondaire de données
administratives avec clairance, cependant ils ont relevé l’incidence des consultations pour
des cas de douleur lombaire aigüe, alors que nous nous sommes intéressés aux cas
récurrents (Jöud et al., 2012). Nos observations d’incidence en fonction de l’âge abondaient
exactement dans le même sens que les leurs, affichant un taux d’incidence de première
consultation pour de la douleur lombaire au plus bas chez les 20-34 ans, en hausse, mais
stable chez les 25-74 ans, puis une augmentation manifeste chez les 75 ans et plus. Leurs
conclusions rejoignaient celles de Dionne (Dionne et al., 2006) quant au degré de gravité
150
de la douleur lombaire dans la population vieillissante, ce qui pourrait être relié à une
surreprésentation de cas de fractures ostéoporotiques, d’arthrose ou de sténoses spinales
(Jöud et al., 2012). Une étude canadienne d’incidence de la douleur lombaire basée sur des
données autorapportées de 1994-95 a également rapporté que l’incidence était à son plus
bas chez les 18-24 ans, puis plus élevée, mais stable chez les 25 à 65 ans et plus (Kopec et
al., 2004). Au contraire, en Finlande, il a été déterminé que parmi une cohorte de naissance,
il y avait un pic d’hospitalisation pour un premier épisode d’hernie discale de 19 à 22 ans.
Cependant, cette hausse était marquée par une importante augmentation d’admissions dans
des hôpitaux militaires, concordant avec le service militaire obligatoire dans ce pays
(Zitting et al., 1998). À l’inverse, plusieurs autres diagnostics voyaient plutôt une
augmentation progressive en fonction de l’âge, particulièrement chez les femmes. Dans une
autre cohorte de naissances portant sur 29 000 jumeaux danois, une fréquence élevée d’un
tout premier épisode était plutôt rapportée à l’adolescence autour de 12-13 ans (LeboeufYde & Kyvik, 1998). La douleur lombaire serait un phénomène beaucoup plus précoce que
plusieurs études le laissent entendre, ainsi plusieurs équipes s’intéressent désormais au
phénomène (Jeffries et al., 2007). Plus de 50 % des jeunes femmes et hommes de 18 à 20
ans auraient donc déjà vécu un épisode de douleur lombaire (Leboeuf-Yde & Kyvik, 1998).
Cependant, le service militaire est encore obligatoire au Danemark, ce qui pourrait
expliquer une présence élevée de nouveaux épisodes chez les jeunes hommes à cet âge dans
cette cohorte de naissance scandinave. Il faut néanmoins garder à l’esprit que dans le cadre
de notre étude, nous nous intéressions aux nouveaux épisodes récurrents, et que
l’occurrence élevée d’une consultation pour douleur lombaire aigüe à l’intérieur d’une
année en jeune âge pourrait être précurseur d’un épisode de consultations récurrentes à un
âge plus tardif.
151
6.4 La douleur lombaire récurrente, un phénomène masculin ou féminin?
Plusieurs études rapportent que dans la population en âge de travailler, les hommes
seraient plus à risque d’être importunés par de la douleur lombaire (Punnett et al., 2005).
Nos résultats sous-tendaient le même résultat pour les épisodes récurrents chez les hommes
de 18 à 64 ans. Cependant, nos données démontrent que les femmes âgées de 65 à 80 ans
étaient plus à risque que les hommes de développer des épisodes récurrents. Tel que discuté
dans la section précédente sur les données d’incidence de Waterman et collaborateurs sur
les consultations pour douleur lombaire en urgence, qui s’assimilent davantage à des
données de prévalence, notons que les hommes de 20 à 49 ans étaient plus à risque de
développer des douleurs lombaires et les femmes de 65 à 94 ans présentaient
significativement plus de chances de développer de la douleur lombaire récurrente que les
hommes (Waterman et al., 2012). En ce sens, selon des données canadiennes
autorapportées, en terme de prévalence, les femmes présentaient plus de douleur chronique
que les hommes entre 1996 et 2008 (Reitsma et al., 2012). Le risque de vivre de manière
prolongée avec cette condition, en comparaison des hommes, serait particulièrement élevé
chez les femmes plus âgées, d’un niveau d’éducation plus faible, veuves ou divorcées
(Reitsma et al., 2012). Toujours selon les données d’enquête canadienne de 2007-2008, à
partir de 56 ans, les femmes présentaient plus de douleur chronique que les hommes
(Schopflocher et al., 2011). Dans un sondage téléphonique de prévalence et d’impact de la
douleur chronique, dont la douleur au dos était le site anatomique le plus fréquent (35 %),
les femmes avaient également une plus grande propension que les hommes à consommer
des analgésiques sous ordonnance (Moulin et al., 2002). Dans une étude portant sur la
population allemande de 1997 à 1999, il a été relevé que les femmes avaient 25 % de fois
plus de chances de développer de la douleur au dos, indépendamment du fait que les
femmes vivaient plus longtemps ou qu’elles vivaient avec un nombre plus élevé de
comorbidités (Schneider et al., 2006). Leur modèle de régression en fonction de l’âge et du
sexe a permis de déterminer que les femmes de 50 à 64 ans étaient plus à risque (64 ans
étant la limite supérieure d’âge), et que la somatisation face à la douleur était le seul
corrélat dans leurs analyses qui pourrait expliquer une différence significative entre femmes
et hommes. Les auteurs n’étaient malheureusement pas capables de différencier entre
152
douleur aigüe ou chronique et en raison de leur devis transversal sur des données de
prévalence, ils mettaient en garde contre leurs conclusions ne devant pas être interprétées
comme étant causales (Schneider et al., 2006). L’analyse d’une cohorte prospective de
35 000 jumeaux et jumelles danois a permis de démontrer que la prévalence de douleur
lombaire tendait en général à être plus élevée chez les femmes de 20 à 78 ans, cependant les
intervalles de confiance se superposaient en tout temps à ceux des hommes (Leboeuf-Yde
et al., 2009). Par contre, lorsque la douleur au rachis en entier était considérée, les femmes
avaient plus de chances d’afficher une prévalence et un nombre de jours en douleur plus
élevés que les hommes, constat semblable pour la douleur dite radiante. Les auteurs
n’avaient pas de nouvelle explication pour élaborer sur cette différence (Leboeuf-Yde et al.,
2009). Une autre cause potentielle, en dehors de la somatisation, qui est rapportée dans la
littérature fait état de l’influence des hormones et des facteurs reproducteurs (Wijnhoven et
al., 2006). Dans une étude portant sur plus de 11 000 femmes sondées de 1993 à 1997 dans
trois villes hollandaises, des associations positives ont été relevées entre la douleur
lombaire et des niveaux d’estrogène élevés, la durée de la prise de contraceptifs oraux, une
grossesse en bas âge (< 20 ans) et la prise d’estrogène durant la ménopause. Une théorie
avançait que des niveaux élevés d’estrogène pourraient conduire à une laxité articulaire et
ligamentaire (Wijnhoven et al., 2006). Les auteurs mentionnent également que leur étude
ne pouvait confirmer le lien de cause à effet étant donné le devis transversal utilisé dans
leur étude. Enfin, un essai contrôlé randomisé visant l’implantation d’une intervention
éducationnelle en soins de première ligne a permis d’évaluer la douleur lombaire chez 3400
patients allemands de deux importantes villes (Chenot et al., 2008). Les analyses ont
démontré, entre autres, que les femmes avaient significativement plus de chances de
développer des douleurs lombaires récurrentes ainsi que chroniques. La définition de
récurrence se définissait comme des épisodes multiples de moins de 90 jours durant les 12
derniers mois. Les résultats n’ont cependant pas été stratifiés en fonction de l’âge, ne nous
permettant pas de conclure si ce phénomène était relié à une sous-population de femmes en
particulier. Ces études transversales pour la plupart basées sur des sondages supportaient
donc que les femmes, particulièrement âgées, seraient plus à risque de développer de la
douleur lombaire que les hommes du même âge. Les analyses secondaires de données
administratives permettraient-elles de déterminer les facteurs de risque liés à cette
153
différence homme-femme? Par exemple, l’usage de contraceptifs sous ordonnance, l’étude
du suivi et des complications liés à la grossesse, les chirurgies gynécologiques et autres
causes pourraient être investigués chez les patientes aux prises avec de la douleur lombaire
récurrente à l’aide des données administratives.
Pour ce qui est de l’incidence, les études pouvant servir à comparer nos résultats
sont peu nombreuses. Notons que le taux de consultation chez un omnipraticien pour de la
douleur lombaire, sans distinction entre une condition aigüe ou chronique, était identique
entre les hommes et les femmes de 25 à 74 ans en 2004 en Belgique (Bartholomeeusen et
al., 2012). À l’opposé, Joud et collaborateurs ont relevé dans leurs analyses, basées sur une
approche méthodologique de clairance de cinq années, que l’incidence de première
consultation des femmes pour de la douleur lombaire était plus élevée que chez les
hommes, exception faite de la catégorie de 85 ans et plus (Jöud et al., 2012). Aucune
explication n’est fournie quant à cette différence. Dans nos analyses d’incidence de 2007,
seuls les jeunes hommes (18-34 ans) avaient un risque 1,2 fois plus élevé que les jeunes
femmes à présenter de nouveaux cas de douleur lombaire récurrente. Toutes les autres
catégories d’âge présentaient un risque similaire. La différence entre les résultats de l’étude
de Joud et la nôtre pourrait venir du fait encore une fois que l’étude de Joud s’intéressait à
tous les cas de douleur lombaire, alors que nous nous sommes intéressés seulement aux cas
récurrents. Il serait intéressant de connaitre la répartition des secteurs d’emplois chez les
jeunes hommes et femmes québécois, à savoir si les jeunes hommes sont beaucoup plus
présents dans le secteur ouvrier et manufacturier par exemple. Cela pourrait mener à une
plus importante fréquence de consultations récurrentes en début de carrière en raison
d’emplois manuels. Dans son étude d’incidence de la douleur lombaire dans une
communauté israélienne, Jacob ne relevait pas de différence significative entre hommes et
femmes ni entre les différentes classes d’âge (Jacobs et al., 2004). Cependant, l’échantillon
d’individus avec douleur lombaire était probablement trop petit (n=212 sur 2000 habitants)
pour permettre des analyses stratifiées concluantes. Pour la comparaison à d’autres études
d’incidence, notons que les femmes sont sous représentées ou exclues dans les études de
populations militaires ce qui diminue la validité externe de ces dernières et la possibilité de
comparer à notre étude (Mattila et al., 2009; Knox et al., 2011).
154
6.5 Doit-on optimiser la construction de cohortes incidentes de douleur lombaire?
Le caractère ubiquitaire de la douleur lombaire dans les différentes tranches d’âge
de la population, l’éventail de symptômes s’apparentant à cette condition, sa récurrence, la
durée et la gravité des épisodes font que l’incidence du tout premier épisode est
particulièrement complexe à déterminer (Leboeuf-Yde & Kyvik, 1998; Elders & Burdorf,
2004; McBeth & Jones, 2007). Pourtant, la mesure de l’incidence est nécessaire pour
estimer le risque de développer une condition de santé dans la population et évaluer des
liens de causalité entre différents facteurs de risque et la survenue des maladies.
L’utilisation d’études de prévalence est pourtant répandue vu la complexité à identifier ce
premier épisode de douleur lombaire, mais cela introduit de nombreux biais pour la
réalisation d’études de causalité et diminue énormément la validité des conclusions.
Comment peut-on clairement déterminer les facteurs de risque des individus à développer
un épisode de douleur basé sur la présomption qu’il s’agisse de son tout premier épisode?
Par exemple, certaines études avancent que l’indice de masse corporelle (IMC) pourrait être
un facteur de risque pour le développement d’un nouvel épisode de douleur lombaire, basé
sur l’analyse d’études de prévalence (Lake et al., 2000). Cela peut apparaitre logique
puisque la prise de poids concorde avec une augmentation de la masse portée au rachis,
peut mener à des déficits posturaux, est souvent synonyme d’un manque d’activité
physique, etc. Cependant, l’IMC élevé chez ce patient ne serait-il pas plutôt une
conséquence de son épisode de douleur lombaire et non l’inverse? Supposons que
l’individu en soit en réalité à son 6e épisode en deux ans. Initialement, il n’avait aucun
surpoids. Puis est survenu un premier épisode grave suite auquel il a réduit ses activités.
Après la récupération de ce premier épisode, il en développe un deuxième au bout de deux
mois et ainsi de suite, jusqu’à ce qu’il prenne beaucoup de poids en raison d’un manque de
mobilité secondaire à sa douleur. La plupart des études qui déterminent des facteurs de
risque basé sur l’analyse d’une ou plusieurs cohortes prévalentes soulèvent en général cette
importante limite quant à l’impossibilité de déterminer la causalité. La relation temporelle
de cause à effet entre facteur de risque et condition de santé ne peut être établie, il est donc
impossible de dire lequel de l’œuf ou de la poule est arrivé le premier (Shiri et al., 2010).
Ce genre d’analyse de cohorte prévalente, souvent basée sur des devis transversaux, est
155
donc considéré comme « générateur d’hypothèses » plutôt que « valideur d’hypothèse »
(Schneider et al., 2006). C’est en partie la raison pour laquelle, malgré l’abondante
littérature sur la prévalence de la douleur lombaire, il n’existe encore aucun consensus sur
les facteurs de risques qui sont en cause autant pour les épisodes aigus, récurrents que
chroniques et qu’il importe de proposer de nouvelles approches méthodologiques pour
construire des cohortes incidentes de douleur lombaire.
Pour pallier l’approche couteuse et logistiquement complexe d’établir des cohortes
de naissance qui visent à suivre les individus tout au long de leur développement (et de
l’apparition de certaines conditions de santé), certaines équipes ont proposé un devis
prospectif basé sur des cohortes « de patients pris avant le début de la maladie »,
communément appelées selon une traduction libre : « cohortes d’inception ». La première
étape dans la construction de ces cohortes consiste à évaluer la présence ou l’absence d’une
condition de santé dans un échantillon représentatif de la population à une période de temps
(t0) à l’aide d’une enquête ou suite à un recrutement. La deuxième étape vise à suivre
longitudinalement (t1, t2, t3,… ti) les individus sélectionnés à t0 pour la condition de santé
d’intérêt. Ainsi, dans le cas d’une étude d’incidence de la douleur lombaire chronique à
l’échelle de la population, Kopec et collaborateurs ont utilisé les données de l’enquête
canadienne de santé des populations pour identifier un échantillon d’individus qui
répondaient en 1994-1995 (t0) n’avoir eu aucun problème de dos ayant limité leurs activités
dans les 12 derniers mois (Kopec et al., 2004). À partir des données du volet longitudinal
recueillies auprès de ces individus en 1996-1997 (t1), les auteurs ont utilisé la question :
« Avez-vous été diagnostiqué par un professionnel de la santé pour un problème de dos,
excluant l’arthrite »? Les répondants devaient répondre « oui » seulement si le problème
durait ou était censé durer plus de six mois. Cette méthodologie a permis de produire des
données d’incidence à l’échelle de la population plus rapidement qu’en suivant une cohorte
de naissance. Ils ont par la suite effectué une analyse par régression logistique pour évaluer
quels étaient les prédicteurs de douleur chronique au dos, étude qui est plus valide pour
détecter la causalité de facteurs de risque que les analyses d’études de prévalence. Une
autre équipe a également produit des études d’incidence de la douleur lombaire récurrente
basées sur des cohortes d’inception, cependant sur un plus petit échantillon de la population
et en utilisant un recrutement en clinique. Une cohorte de 1000 patients se présentant chez
156
des chiropraticiens, physiothérapeutes ou médecins de famille de la région métropolitaine
de Sydney pour un épisode de douleur lombaire aigüe (t0) (c.-à-d. 24 h < durée < 2
semaines, précédé de un mois sans douleur) ont été recrutés. Les participants (âge moyen
43 ans, 54 % d’hommes) ont ensuite été suivis à 6 semaines (t1), 3 mois (t2) puis 12 mois
(t3) (Henschke et al., 2006). Ce genre d’approche méthodologique a permis de déterminer
une incidence annuelle de récurrence de 33 %, leur modèle de régression permettant
d’établir que la présence d’épisodes antérieurs de douleur lombaire était prédictive d’une
récurrence dans les 12 mois suivants (Stanton et al., 2008). Les auteurs avancent que leurs
estimations de récurrence sont probablement plus précises que celles rapportées dans la
littérature étant donné qu’ils se sont affranchis à t0 des patients dont l’épisode de douleur
n’était pas résolu (c.-à-d. pas de douleur dans le dernier mois). Les auteurs recommandent
également à la communauté de préconiser l’utilisation d’une cohorte d’inception avec suivi
uniformisé, une définition de récurrence et de récupération bien établie, et de recruter des
patients potentiels pour une récurrence, donc remis d’un épisode antérieur (Stanton et al.,
2008). L’importance des définitions est en effet primordiale, d’ailleurs Stanton et
collaborateurs ont proposé peu après une définition consensuelle de douleur lombaire
récurrente basée sur des critères cliniques (Stanton, Latimer, Maher, & Hancock, 2010b).
Cependant, bien que leur approche méthodologique soit certes intéressante et amène des
éléments de discussion forts pertinents, la validité externe à l’échelle de la population
demeure tout de même limitée avec un échantillon de 353 patients même si les auteurs ont
vérifié la correspondance aux études de recensement. Une réticence pourrait également
venir de la construction d’une cohorte à t0 basée sur l’absence de douleur le mois précédant
le recrutement. Par exemple, dans l’étude de Kopec et collaborateurs, les auteurs ont vérifié
l’absence de douleur les 12 mois précédant l’inclusion à t0 (Kopec et al., 2004). Bien que le
but n’ait pas été le même (douleur chronique au dos [Kopec] versus douleur lombaire
récurrente [Stanton]), l’étude de Stanton se basait sur des patients sans douleur depuis un
mois, et l’analyse de régression sur une variable indépendante dichotomique portant sur la
présence ou l’absence d’un historique d’épisodes antérieurs dans les six derniers mois. Le
patient inclus était-il véritablement remis de son précédent épisode si ce dernier se situait
entre un mois et six mois du recrutement? Combien d’épisodes différents avaient eu lieu
dans la dernière période de six mois? Il aurait pu être plus simple de déterminer le risque
157
d’une récurrence sur des patients absolument naïfs à toute douleur lombaire et qui auraient
subséquemment développé un épisode de douleur lombaire. De manière à améliorer les
analyses de facteurs de risque d’une étude basée sur une cohorte d’inception, il pourrait être
préférable de chercher à avoir des critères d’inclusion bien plus sévères qu’une période de
récupération d’un épisode d’un mois, et de la présence d’épisodes antérieurs à six mois.
Bien sûr, la perspective des auteurs était de vérifier le taux de récurrence et de récupération
dans leur cohorte incidente, mais il est important de considérer que la fréquence et la
gravité d’épisodes antérieurs pourraient avoir un impact sur le pronostic d’un patient en
douleur aigüe et ses chances de récidiver. Les cohortes d’inception sont donc très
pertinentes, mais présentent des limites et demandent une logistique et des investissements
importants.
Les cohortes incidentes de douleur musculosquelettique, telles celles de douleur
lombaire, seraient donc composées en partie de patients ayant eu de précédents épisodes,
mais asymptomatiques au moment de leur participation (McBeth & Jones, 2007). Cela
résulterait potentiellement en des cohortes incidentes contaminées par des individus
récurrents en rémission plutôt que naïfs à la douleur lombaire comme dans le cas de l’étude
de Kopec et collaborateurs (Kopec et al., 2004), ou en des cohortes incidentes de patients
récurrents qui pourraient être dichotomisés à tort dans la catégorie « sans épisode antérieur
de douleur » comme dans l’étude de Stanton et collaborateurs (Stanton et al., 2008) tel que
discuté précédemment. Cette hypothèse décrirait un biais de sélection, de type transversal,
plus particulièrement identifié comme étant un biais d’incidence-prévalence et en général
rapporté dans les études de veille médicale (Szklo & Nieto, 2007). Ce biais fait référence
justement à l’utilisation de cohortes incidentes considérées pures (c.-à-d. des patients
initialement considérés naïfs à la condition de santé investiguée), mais qui sont en réalité
des cohortes dites mixtes composées de cas prévalents et incidents, à l’insu du chercheur.
Ce biais peut diminuer la validité des inférences faites sur les risques de développer la
condition de santé à l’étude. Pour prévenir ce biais, il est recommandé de procéder à une
vérification minutieuse des données et à une exclusion de tous les cas prévalents au
moment de la construction de la cohorte incidente (Szklo & Nieto, 2007). Présenté de la
sorte, il semble évident et simple d’effectuer une telle opération, mais force est de constater
158
que peu d’études d’incidence de douleur lombaire aient mis l’accent sur cette
préoccupation. Comme discuté dans le deuxième article (section 4.2.3), notons les études
de Joud et collaborateurs (Jöud et al., 2012) et Knox et collaborateurs (Knox et al., 2011)
qui sont les seules à notre connaissance à avoir clairement stipulé avoir pris en
considération de reculer au-delà d’un an dans l’historique des patients pour s’assurer que
ces derniers n’avaient pas subi d’évènements antérieurs avant leur inclusion dans une
cohorte incidente. Bien que Knox et collègues soient restés flous sur la période de recul
pour chacun des patients, Joud et collaborateurs ont bien indiqué avoir examiné cinq années
d’historique médical, correspondant selon nos résultats à une clairance d’épisode affichant
une bonne convergence de la VPP et du Kappa. L’approche méthodologique que nous
avons suggéré dans notre étude, celle visant à procéder à une clairance d’épisode pour
diminuer le biais de prévalence-incidence, est donc simple et permettrait de construire des
cohortes plus spécifiques, et d’augmenter la qualité des analyses de régression sur les
facteurs de risque pouvant mener à de nouveaux épisodes de douleur lombaire récurrente.
Bien que ce biais soit soulevé en général dans les banques de veille médicale, il est
particulièrement susceptible d’être présent dans les études de cohortes d’inception. Alors
que dans les analyses secondaires de données administratives ou de veille médicale, ce biais
puisse être contrôlé par la révision des données médicales historiques, il est hautement
improbable de le réduire dans les études d’enquête ou de cohortes d’inception au-delà de 6
à 12 mois s’il s’agit de données autorapportées (biais de rappel).
C’est donc dire que l’approche méthodologique que nous proposons dans cette
étude puisse servir à optimiser grandement la construction des cohortes incidentes de
douleur lombaire. Cette approche pourrait conduire à faire des analyses plus rigoureuses de
facteurs de risque menant à cette condition de santé. Seul bémol majeur, les cohortes
présentées dans cette étude sont des cohortes incidentes médicales, il faut donc que le
patient ait consulté dans le système de santé. Idéalement, il faudrait avoir accès aux
données de la RAMQ croisées aux données d’une banque centrale d’assureurs privés pour
la couverture paramédicale offerte par des professionnels de la santé dans le domaine des
médecines alternatives et complémentaires.
159
6.6 Une tendance de couts d’intervention en mal de diminution.
Comme soulevé dans les précédentes sections, en raison du nombre limité d’études
rapportant des données séculaires en lien avec la douleur lombaire, particulièrement la
douleur récurrente, et plus spécifiquement se rapportant à des cohortes incidentes, il est très
difficile de comparer nos résultats de couts directs. Ajoutons à cela que notre système de
santé a la particularité d’offrir une couverture universelle, ce qui fait énormément varier les
couts de santé en regard de ceux d’autres pays, dans certains cas négociés par les
gouvernements, dans d’autres soumis aux mécanismes du libre marché (voir Figure 18)
(OCDE, 2011a). Idéalement, nous devrions chercher à comparer nos études à celles de pays
qui partagaient notre groupe entre 2000 et 2007, soit l’Australie, la Belgique et la France.
Figure 18. Groupes de pays partageant des institutions similaires en matière de
système de santé.
Tiré de OCDE, 2011a avec permission.
En ce sens, une étude nationale belge sur la douleur lombaire a rapporté qu’en 1999,
au niveau d’une prise en charge interventionnelle de la douleur (épidurale, pompes
160
intrathécales, TENS, radiofréquence), le cout moyen était de 471 €/patient alors que
l’approche chirurgicale représentait 1 836 €/patient (Van Zundert & van Kleef, 2005). Les
auteurs n’ont pas pu retracer l’utilisation de chaque patient, mais leurs données
permettaient d’estimer un cout moyen de 96,50 €/patient en combinant les approches
médicale et chirurgicale. Une fois converti en dollars canadiens de 2007, ce cout moyen
avoisinait les 205 $, se rapprochant du cout moyen calculé pour notre cohorte incidente la
plus proximale (en 2003 : 261 $/patient). Dans la population Australienne de 2001, le cout
moyen par habitant pour la prise en charge de la douleur lombaire a été évalué à 474 $ AU,
soit 437 $ CA de 2007 (Walker et al., 2003; Dagenais et al., 2008). Cinquante pour cent de
ces couts directs seraient imputables à la chiropratique, la physiothérapie et autres MAC,
l’approximation serait donc de 219 $/an pour les dépenses en services médicaux, un cout
moyen avoisinant ceux de la Belgique et du Québec. Une seule étude a étudié le cout de la
douleur lombaire chronique en France parmi 98 cliniques d’omnipraticiens réparties sur
l’ensemble du territoire en 2002 (Depont et al., 2010). Parmi des patients d’âge moyen de
53 ans et ayant eu de la douleur toutes les semaines pendant les trois mois précédant la
participation à l’étude, le cout moyen était de 716 €/6 mois en Euros de 2007 (1 094 $ CA).
En ne conservant que les couts de visites ambulatoires et les frais d’hospitalisation, le cout
représentait 30 % du total, soit 215 €/6 mois. Le groupe des 24-40 ans était celui générant
le plus de couts en comparaison des 41-75 ans. La tendance dans notre étude était plutôt
que le groupe des 35-49 ans générait davantage de couts que les autres classes d’âge.
Cependant, gardons en tête que ces comparaisons demeurent faibles en raison des
divergences méthodologiques entre ces études et la nôtre (c.-à-d. définitions, type de
cohorte, consultations en MAC, etc.) et de moyennes de couts provenant de distributions
fortement asymétriques provoquées par un nombre restreint de patients qui engendrent des
couts d’intervention très élevés.
Si nous comparons à des pays hors de notre groupe administratif de systèmes de
santé, quelques études se sont intéressées à produire des évaluations de couts pour de la
douleur lombaire, non pas récurrente, mais chronique. L’étude de Gore et collaborateurs,
portant sur les données administratives de 62 millions d’individus répartis dans 98 régimes
d’assurances américains à travers le pays, rapporte que les 101 000 patients de 18 à 65 ans
161
ayant de la douleur lombaire chronique généraient en 2008 des couts directs médians de 3
623 $ US [1 384 $ - 8 784 $] (Gore et al., 2012). Les visites ambulatoires chez les
médecins engendraient à elles seules un cout médian de 770 $ US [430-1 366], soit trois
fois plus de couts que des patients sans douleur lombaire. Les données de Gore et
collaborateurs se rapportaient à des patients dont la médiane du nombre de consultations
chez l’omnipraticien était de trois par an, et chez les spécialistes de deux visites par an. Les
couts de santé sont reconnus comme étant très élevés aux États-Unis (Hong et al., 2013), ce
qui expliquerait l’énorme différence en comparaison du cout total calculé pour toutes les
consultations et actes analysés dans notre étude en 2007 (196 $ [122-354]). Une autre étude
portant sur la même banque et la même période, mais utilisant un autre algorithme de
sélection pour la douleur lombaire chronique, identifiait plutôt un total de 39 000 patients
engendrant des couts moyens de 2 426 $ US/an (Mehra et al., 2011). Les médicaments et la
physiothérapie représentaient entre 52 % et 75 % des couts selon la présence ou pas d’une
composante neuropathique. Le cout moyen en 2008, avec une approche conservatrice
d’exclusion
de
52 %
des
frais
paramédicaux
et
de
médication,
était
donc
approximativement de 1 165 $ US/an pour les visites ambulatoires et les hospitalisations.
Les patients consultaient en urgence en moyenne de 5 à 9 fois dans une période de 12 mois
ce qui est particulièrement élevé. Les analyses indiquent également que les patients avec
une composante neuropathique engendraient 160 % plus de couts de traitement et étaient en
général plus gravement atteints (Mehra et al., 2011). L’âge moyen était de 51 ans, quatre
ans de plus que dans la cohorte de Gore et collaborateurs. Dans une autre étude, portant sur
plus de cinq millions de patients anglais enregistrés dans 625 cliniques de soins de première
ligne répartis en Angleterre, un cout moyen de 1 129 $ pour la consultation
d’omnipraticiens dans une fenêtre de 12 mois consécutifs entre 2007 et 2009 a été rapporté
pour des patients aux prises avec de la douleur lombaire chronique (Hong et al., 2013). La
moyenne de visites d’omnipraticiens pour des consultations était de deux par an, alors que
la visite d’omnipraticiens pour des chirurgies était de 16 par an. Ce type de nomenclature
(GP surgery visit) n’est malheureusement pas décrit et pas d’usage courant dans la
littérature, à savoir s’il s’agit de visites lors desquelles l’omnipraticien pratique une
intervention plutôt qu’un examen, ou s’il s’agit de visites de suivi suite à une chirurgie
effectuée par un médecin spécialiste. Il est donc normal d’observer des couts de
162
consultation très élevés si les 53 000 patients avec douleur lombaire chronique dans leur
étude consultaient en moyenne 18 fois par an dans ce système de santé (Hong et al., 2013).
Notons que ces études sont basées sur des cohortes prévalentes et non pas incidentes,
contrairement à notre étude. Également, il s’agit d’études de douleur lombaire chronique, et
non pas de douleur récurrente, bien qu’aucune approche méthodologique n’ait visé à
déterminer la gravité des épisodes sélectionnés. De plus, les algorithmes de ces trois études
« chroniques » diffèrent; il est encore pire de constater que deux études sur la même base
de données et sur le même sujet en arrivent à un écart de 60 % du nombre de patients entre
leurs cohortes et à des couts moyens qui diffèrent de 70 %. Ces constats rejoignent
certaines conclusions d’une revue de la littérature effectuée sur l’épidémiologie et les couts
de la douleur lombaire chronique en Europe qui stipulait, entre autres, qu’il n’y avait
aucune étude de couts à partir de cohortes incidentes et qu’il y avait un besoin de cohérence
entre les définitions de douleur lombaire chronique utilisées (Juniper et al., 2009). Il peut
donc sembler futile de chercher à comparer les résultats de pays dont le système de santé
diffère du nôtre, mais également pour plusieurs raisons d’ordre méthodologique.
Cependant, l’étude de Mehra et collaborateurs nous renseigne à tout le moins que leur
cohorte de 39 000 patients de douleur lombaire chronique en 2008 présentait le même âge
moyen que les patients de notre cohorte incidente, soit 51 ans. C’est donc dire qu’il
commence à être urgent de faire un suivi des populations vieillissantes pour la douleur
chronique musculosquelettique. Malheureusement, aucune des études précitées n’a cherché
à déterminer quel groupe d’âge ou qui des hommes ou des femmes engendraient le plus de
couts, alors que nous avons démontré dans notre étude que les hommes engendraient
davantage de couts, mais que les couts chez les femmes étaient en nette hause.
En regard de la tendance séculaire des couts, les rares études qui ont publié ce genre
de données ont procédé à des analyses nationales par le truchement de grandes banques de
données et l’utilisation d’une codification CIM-9. Le groupe de Lambeek et collaborateurs
a par exemple révélé que les couts totaux (directs et indirects) pour le traitement de la
douleur au dos aux Pays-Bas avaient diminué de 23 % entre 2002 et 2007. Cependant,
malgré cette résultante fortement influencée par les couts indirects, les couts directs liés à la
prise en charge ambulatoire par des médecins spécialistes avaient augmenté de 13 %, les
163
couts de chirurgies de 21 % et les couts de visites en médecine générale de 95 %. Ces
derniers couts ont explosé en 2006, probablement une conséquence de la modification de la
couverture du système de santé de ce pays tel qu’expliqué à la section 2.4.1. Bien que cette
étude soit basée sur de nombreuses présomptions en terme d’évaluation de couts moyens et
que très peu de détails soient fournis quant à la source des données primaires, il demeure
que les auteurs démontrent une baisse du fardeau socioéconomique de la douleur au dos
dans ce pays, plus particulièrement en 2006 et 2007 après les changements administratifs
apportés à la structure même de leur système de santé. L’autre étude qui rapporte la
tendance séculaire des couts de santé pour la douleur spinale est d’une équipe américaine
qui rapporte une hausse de 65 % des couts directs de 1997 à 2005 (Martin et al., 2008) et de
82 % de 1997 à 2006 (Martin et al., 2009), soit une hausse de 17 % en rajoutant l’année
2006 dans leurs analyses. Ce constat est assez inquiétant, la médication étant la catégorie
ayant le plus augmenté (+ 232 %). Les couts de visites ambulatoires pendant cette période,
peu importe la spécialité, ont augmenté de 52 %. Les auteurs rapportent que l’augmentation
des visites ambulatoires n’est pas liée au nombre de nouvelles consultations, mais plutôt à
l’augmentation de la fréquence de consultation par patient. Les auteurs sous-entendent donc
que les patients auraient plus de récurrences de consultation, contribuant à une hausse des
couts. Cela pourrait peut-être expliquer en partie la hausse des couts médians observée dans
notre cohorte de patients très âgés, particulièrement chez les femmes. Aucune de ces études
n’a cependant évalué les tendances selon l’âge et le sexe. Dans notre étude, la fréquence de
consultation est demeurée stable.
Bref, il est particulièrement complexe de comparer les différentes études. La
meilleure approche pour pallier ce problème serait de produire une revue systématique de
tous les algorithmes utilisés pour la sélection de patients de douleur lombaire dans la
littérature économique et épidémiologique. Comme d’autres l’ont fait pour les définitions
de douleur lombaire aigüe et récurrente, il faudrait rassembler un panel d’experts
internationaux sur l’analyse des banques administratives pour l’étude des maladies
musculosquelettiques et établir un algorithme qui ferait consensus pour permettre la
comparaison de futures études de couts. L’avantage avec les algorithmes réside dans le fait
que la plupart des pays utilisent la codification CIM-9, et qu’il existe des tables de
164
conversion pour ceux qui utilisent les codes CIM-10. Cependant, à ce stade, aucune étude
n’a effectué d’analyse séculaire telle que nous l’avons présentée. Comme la plupart des
études le démontrent, les couts sont élevés les 12 premiers mois. Cependant, nous sommes
les seuls à notre connaissance à avoir démontré que les couts de services médicaux
diminuaient drastiquement dès la première année de suivi. Plusieurs questions restent en
suspens, par exemple, est-ce que les patients se tournent vers les médecines alternatives et
complémentaires dès la première année de suivi en raison d’un manque d’amélioration de
leur condition suite à leur année index, ce qui expliquerait la chute des couts dans le
système de santé? Les patients sont-ils rapidement médicamentés et les années
subséquentes à l’année index se résument à des visites de suivi pour l’ajustement de la
médication, ce qui diminuerait les couts d’intervention? La majorité des cas aigus sont-ils
tout simplement résolus à l’intérieur de 12 mois, tel que le supportent certaines études?
(Wasiak et al., 2003; Stanton et al., 2008) Les cliniques spécialisées de prise en charge de
la douleur chronique sont relativement récentes au Québec. Il sera particulièrement
intéressant de suivre l’évolution des couts de santé dans les prochaines années. La
surspécialité de prise en charge de la douleur chronique n’est reconnue que depuis octobre
2010 par le Collège royal des médecins et chirurgiens du Canada. De futures analyses de
données administratives de la RAMQ dans la prochaine décennie nous permettront de
déterminer s’il y a une évolution dans le profil de récurrence, d’interventions et de couts
séculaires auprès de la clientèle se présentant pour de la douleur lombaire.
165
6.7 Limites du projet de recherche
À l’encontre des précédentes et rares études présentant des données séculaires ainsi
qu’une certaine stabilité ou même une tendance à la hausse de la prévalence de la douleur
lombaire, nos conclusions indiquaient une baisse. Dans notre étude, nous nous sommes
intéressé aux cas récurrents de douleur lombaire à partir d’une perspective administrative.
La majorité des études de morbidité publiées se rapporte à la douleur lombaire aigüe et se
base sur des données autorapportées. Comme observé, nos résultats de prévalence (1,33 %
en 2007) étaient nettement inférieurs à l’estimation de prévalence annuelle globale
rapportée par Hoy et collaborateurs (39 %) (Hoy et al., 2012). Les cas de douleur lombaire
récurrente seraient de l’ordre de 8 % des cas aigus dans une importante population de
travailleurs (Wasiak et al., 2003) et de 17 % à 23 % dans un échantillon de la population de
Sydney (Australie) n’ayant pas eu d’épisodes antérieurs (Stanton et al., 2008). Basé sur ces
chiffres, un calcul rapide nous permettrait de nous attendre à une prévalence des cas
récurrents se situant dans une fourchette de 3 % à 9 % (c.-à-d. 7 à 23 % de 39 % de
prévalence globale de douleur lombaire). De plus, selon les enquêtes canadiennes dont les
questions portent sur la douleur chronique et leur composante de douleur chronique au dos,
la prévalence avoisinait 6 % (voir Tableau 2). Nos estimations se situent donc en deçà de la
fourchette des cas récurrents ou même de l’approximation de la prévalence des douleurs
chroniques au dos au Canada. En dehors du fait qu’il se pourrait très bien que la prévalence
de consultations récurrentes pour de la douleur lombaire soit plus faible qu’attendu au
Québec, il faut considérer un nombre important de biais pouvant mener à une sousestimation du portrait réel de la morbidité de cette condition de santé. Les prochaines pages
serviront à décrire un ensemble de limites propre à nos études, la plupart abordées en partie
dans la discussion des articles 1 et 2, ou dans certaines des précédentes sections de la
discussion.
166
6.7.1 Biais de sélection
Le fait que nos résultats soient issus d’une analyse secondaire de la banque
administrative de la RAMQ pourrait expliquer en partie cette différence. En effet, tel que
soulevé dans la discussion de l’article 1 (section 4.1.3), tous les individus souffrant de
douleur lombaire récurrente ne consultent pas nécessairement un médecin (Hicks et al.,
2008; Asghari et al., 2009). Certains apprennent à vivre avec leur douleur, d’autres
consultent des médecins salariés tels que dans les CLSC, d’autres des professionnels de la
santé non affiliés à la RAMQ tels que des spécialistes de médecines alternatives et
complémentaires (MAC; physiothérapeute, chiropraticien, acuponcteur, ostéopathe, etc.)
(Rapoport et al., 2004; Deyo et al., 2006). Ces patients aux prises avec de la douleur
lombaire ne seront donc pas consignés dans les fichiers de la RAMQ. Ce qui n’empêche
pas ces individus, lors d’enquêtes, de répondre avoir mal au dos de manière récurrente ou
chronique, et d’indiquer avoir été diagnostiqués par un professionnel de la santé (c.-à-d. la
question dans les enquêtes canadiennes ne précise pas le type de professionnel de la santé).
Ainsi, Jacob et collaborateurs préconisaient plutôt une approche communautaire, car ils
critiquaient les données « patient » (c.-à-d. les données administratives ou cliniques) qui
selon eux ne représentaient pas la population générale (Jacob et al., 2004). Cela est vrai
dans une certaine mesure selon laquelle toute la population aux prises avec des douleurs
lombaires ne consulte pas nécessairement un médecin ou n’a pas accès à une couverture de
soins (p. ex. États-Unis). Par exemple, le problème d’accessibilité à un médecin de famille
est bien connu au Canada et au Québec (Gagnon, 2004; Gladu, 2007). Étant donné que les
systèmes de santé canadiens sont basés sur la structure « médecin référant », l’individu aux
prises avec de la douleur lombaire devra nécessairement consulter un médecin de famille
avant d’avoir accès à un spécialiste de la douleur6. Puisque les patients ayant des épisodes
de douleur lombaire doivent généralement être suivis un minimum de 4 à 6 semaines par un
omnipraticien, exception faite de la présence d’un indicateur modéré ou majeur (voir
section 2.3.2), et étant donné la problématique d’accessibilité aux médecins, il se peut en
effet que de nombreux cas de douleur lombaire ne soient jamais consignés à la RAMQ.
C’est-à-dire que le patient pourrait avoir préféré prendre du repos, des anti-inflammatoires
6"Le programme de surspécialité de « médecine de la douleur » a été officiellement reconnu en octobre 2010
par le Collège Royal des Médecins et Chirurgiens du Canada. À ce jour, aucun programme n’a cependant été
agréé et le nombre de spécialistes dans ce domaine est limité."
167
disponibles en vente libre à la pharmacie, consulté un chiropraticien ou un physiothérapeute
par exemple s’il possède des assurances privées, plutôt que d’attendre plusieurs heures à
l’urgence ou dans une clinique sans rendez-vous sur une chaise (n’oublions pas qu’en
période aigüe de douleur au dos, toute posture prolongée est inconfortable). Cette situation
hypothétique n’est probablement pas si éloignée de la réalité pour bien des patients, à
moins que ceux-ci doivent absolument fournir un formulaire rempli par un médecin pour
avoir accès à des primes d’accident de travail de la CSST ou obtenir une absence de
courte/longue durée de leur employeur. Bref, dans un système dont l’accès à un médecin de
famille est difficile, cela pourrait très bien se refléter par une sous-estimation de la
prévalence ou de l’incidence de la douleur lombaire récurrente à partir de l’analyse
secondaire des données des banques administratives. Une façon de pallier cette
problématique serait de bénéficier de l’accès à certaines banques de données d’assureurs,
particulièrement dans la population en âge de travailler et qui possède une couverture
privée pour les frais paramédicaux (p. ex. physiothérapie, chiropratique). Par exemple, un
registre a été créé pour regrouper les données pharmaceutiques d’un échantillon de patients
couverts au Québec par des assureurs privés afin d’améliorer, entre autres, la validité des
analyses dans ce groupe d’âge dans les études pharmacoépidémiologiques (Blais, 2012).
Malgré cette limite des banques administratives, les études d’incidence de douleur lombaire
sur des petites cohortes, comme dans les approches communautaires, ont également leur
limite. Si la taille d’échantillon est trop petite par rapport à la population qu’elle représente,
le résultat sera peu généralisable (c.-à-d. faible validité externe). Également, une petite
taille d’échantillon peut limiter la préparation d’analyses multi-variées sur les facteurs de
risques (Jacob et al., 2004). Bref, tous les devis ont leurs avantages et désavantages, il
s’agit seulement de spécifier la perspective adoptée et la portée de l’étude et de ne pas
minimiser l’importance d’autres devis qui s’avèrent souvent complémentaires.
Deuxièmement, il s’agit d’une étude sur la récurrence de consultations médicales
pour de la douleur lombaire utilisant un algorithme spécifique : au moins trois diagnostics
similaires (trois premiers chiffres CIM-9) sur une période de 365 jours. Cette définition n’a
jamais été utilisée dans une autre étude, ce qui limite la comparaison de nos faibles taux de
prévalence et d’incidence à ceux d’autres études. Également, la sélection du nombre de
168
consultations (≥ 3) est arbitraire. Pourquoi trois plutôt que deux ou quatre consultations par
an pour parler de récurrence? Cette décision est en partie politique. Une ronde de
négociations a eu lieu avec la RAMQ afin de trouver un terrain d’entente pour l’obtention
d’un volume important de données sensibles faisant partie du programme d’envergure de
créer un atlas québécois de la douleur chronique. En raison de cette requête portant sur des
millions de dossiers de patients, il est concevable qu’il y ait eu davantage de questions,
d’ajustements et de mesures de sécurité exigées avant la transmission des informations.
Ainsi, les ambitions de départ de l’équipe de recherche ont été réduites et le critère de
sélection au nombre minimal de « trois consultations par période de 365 jours » a fait
consensus entre les différents partis. Idéalement, nous aurions préféré avoir accès aux
dossiers de TOUS les patients ayant eu au moins UN épisode de douleur lombaire tel que
réalisé dans certaines études (Wasiak et al., 2003; Ritzwoller et al., 2006; Martin et al.,
2008). Nous aurions pu ensuite procéder à une analyse descriptive du profil de consultation
de tous ces patients visant à produire des catégories à partir de la fréquence de récurrence et
de l’espacement entre ces récurrences. Nous aurions pu aussi lever la restriction quant aux
trois diagnostics similaires par année en adoptant plutôt un croisement de tous types de
diagnostics associés à de la douleur lombaire dans une fenêtre de 365 jours. En effet, au
cours de trois visites médicales espacées sur une année entière, il est envisageable que le
diagnostic se précise. Plus spécifiquement, en présence d’un indicateur modéré ou majeur,
ou en l’absence de rémission, le diagnostic principal indiqué par l’omnipraticien pourrait
très bien être modifié lors d’un examen subséquemment approfondi, ce qui supporterait
l’hypothèse que certains patients parmi les plus incapacités soient exclus de notre étude
(voir section 3.1.2 et Figure 10). Cette situation hypothétique se veut le reflet d’un potentiel
biais de sélection en raison d’une limite de l’algorithme, ce qui pourrait indiquer que nos
analyses sous-estiment la prévalence et l’incidence de douleur lombaire récurrente en
créant une exclusion de patients pourtant aux prises avec un problème lombaire récurrent et
grave. Cependant, bien des études d’analyse secondaire de données administratives pour
des problèmes de douleur lombaire se basent sur des choix arbitraires ou en fonction de
contraintes pour la sélection de codes CIM-9 (Mattila et al., 2009; Knox et al., 2011;
Waterman et al., 2012), alors que d’autres ont la possibilité d’explorer l’ensemble d’une
banque de données sans restriction d’utilisation (voir Tableau 1). Dans le cadre de nos
169
études, lors de la sélection des codes CIM-9 liés à la douleur lombaire et soumis à la
RAMQ pour extraire la cohorte de douleur « chronique », plusieurs codes pertinents ont été
omis (p. ex. étirements et entorses lombaires). Cependant, la majorité des codes de douleur
lombaire se retrouve sous la famille de codes CIM-9 « 724 », en majeure partie catégorisés
sous l’étiquette non spécifique (724.2, 724.5, 724.9) (Vogt et al., 2005; Ritzwoller et al.,
2006; Martin et al., 2008). Ce biais de sélection doit quand même être considéré pour
expliquer la possible sous-estimation de la prévalence ou incidence de douleur lombaire
récurrente dans nos résultats. Il est donc important de demeurer vigilant quant aux limites
des algorithmes utilisés lors des analyses secondaires de banques administratives ou de
registres, ainsi qu’aux codes inclus dans ces algorithmes avant de tirer des conclusions trop
générales. Particulièrement dans les études pouvant servir aux décideurs, dont les
connaissances peuvent être limitées dans un domaine de santé en particulier, il importe de
bien exposer les limites et la portée des résultats.
6.7.2 Biais d’information
Nous devons également soulever la possibilité d’un biais d’observateur (p.
ex. le professionnel de la santé). Ce type de biais est en général présent lorsque les
caractéristiques du patient sont connues et influencent le processus décisionnel du médecin
à établir un diagnostic (p. ex. le pathologiste évalue une biopsie hépatique pour suspicion
de cirrhose alcoolique, mais il a d’abord révisé le dossier médical qui précisait que le
patient était alcoolique) (Szklo & Nieto, 2007). Regardons ce biais autrement, du point de
vue de l’expertise du médecin à diagnostiquer de la douleur lombaire. Bien que la douleur
lombaire soit un symptôme commun, le nombre d’heures d’enseignement dédié à la
douleur en médecine au Canada était de 16 heures en 2008, soit cinq fois moins qu’en
médecine vétérinaire (Watt-Watson et al., 2009). Les médecins qui deviendront compétents
à faire un examen physique de qualité pour bien différencier les diagnostics de douleur
lombaire risquent d’être ceux qui auront spécifiquement effectué de la formation continue
sur le sujet. D’un observateur à l’autre, le code CIM-9 inscrit sur le bordereau de paiement
peut donc varier énormément selon les intérêts et les compétences acquises. Un sondage
national auprès de médecins américains rapportait que 60 % des omnipraticiens et jusqu’à
70 % des spécialistes n’avaient pas reçu suffisamment de formation pour la gestion de la
170
douleur chronique (Darer et al., 2004). Dans une étude portant sur les connaissances et
habiletés de médecins généralistes et spécialistes à l’examen physique de douleur lombaire
chronique dans une population âgée de 65 ans et plus, seulement 4 % avaient réussi toutes
les questions pour identifier de la douleur au joint sacro-iliaque et 13 % pour identifier une
sténose spinale lombaire (Cayea et al., 2006). L’évaluation clinique de la douleur nécessite
des instruments validés pour optimiser la gestion de la condition du patient, et il a été
rapporté qu’il y avait un manque à cet égard également (Vellucci, 2012). Tous ces éléments
peuvent contribuer à introduire un biais d’information et ultimement influencer un
algorithme de sélection de patients visant l’extraction de données d’une banque
administrative. Dans une étude sur la douleur lombaire récurrente, les chercheurs ont
contourné en partie ce biais par l’entremise de codeurs spécialisés qui leur ont extrait des
réclamations liées à la région anatomique du bas du dos suite à la révision des dossiers
(Wasiak et al., 2003). Cependant, dans notre cas, pour limiter l’impact de ce biais
d’information, nous avons demandé à la RAMQ de procéder à une extraction des patients
basée sur les trois premiers chiffres CIM-9, plutôt que d’utiliser un niveau de précision à
quatre chiffres (p. ex. 724 plutôt que 724.2). Il a été rapporté que le niveau d’accord entre la
description de la condition du patient et les trois premiers chiffres du code CIM-9 fournis
par le médecin était élevé (Martin et al., 2008). Cette extraction, basée sur un critère de
sélection de CIM-9 à trois chiffres de précision, ne nous a cependant pas empêchée
d’utiliser dans un deuxième tems les codes CIM-9 à quatre chiffres de précision pour
éliminer les diagnostics liés aux régions thoraciques et cervicales (voir « Méthodes »
section 3.1.2). Malheureusement, à partir de la sélection de codes CIM-9 demandés à la
RAMQ lors de la sélection des patients, nous n’avons réussi à recréer que partiellement les
catégories présentées dans l’étude de Cherkin et collaborateurs de manière à permettre des
comparaisons sommaires (voir Tableau 1 et article 1), ce qui pourrait mener à une sousestimation de la morbidité et une classification biaisée. En effet, le niveau de précision de la
codification CIM-9 est plus élevé dans certains états américains qu’au Québec. Selon les
conventions de codification de l’Association des hôpitaux américains, de l’Association
médicale américaine, de Medicare et du Centre national des statistiques de santé, aucun
patient ne doit être identifié à partir de codes CIM à trois chiffres si des codes à quatre
chiffres sont disponibles, et aucun à quatre chiffres si des codes CIM à cinq chiffres sont
171
disponibles (Sinnott et al., 2012). Cela leur permet donc d’effectuer des catégorisations
diagnostiques beaucoup plus complètes. Notons que les analyses effectuées avec un
nombre restreint de codes CIM-9/CIM-10 ou une précision moins élevée demeurent
valables, mais le biais d’échantillonnage introduit, soit en fonction de l’établissement ou du
code diagnostique sélectionné, peut conduire à des sous-estimations de la morbidité. De
plus, la sélection des codes CIM-9/CIM-10 est généralement réalisée en fonction de
réflexions personnelles ou de contraintes propres aux banques de données (Mattila et al.,
2009; Knox et al., 2011; Waterman et al., 2012). Par exemple, Waterman et collaborateurs
(Waterman et al., 2012) rapportent qu’ils ne s’intéressent qu’aux épisodes « cliniquement
pertinents » pour déterminer leur incidence et utilisent une catégorie « d’étirements et
entorses » dans leur banque de données de surveillance qui recoupe une panoplie de codes
CIM-9. La sélection n’est cependant pas détaillée à profusion et ils ne relèvent que les cas
qui se présentent en salle d’urgence. Comme précédemment décrit, il est crucial de bien
comprendre la perspective choisie par les auteurs avant de tirer des conclusions hâtives. Le
choix méthodologique de Waterman et collaborateurs pourrait expliquer une partie du
résultat d’incidence peu élevé de 139 par 100 000 personne-années comparativement à des
études sur des données d’enquête ou sur des données ambulatoires autres qu’à l’urgence
(voir Tableau 3). Leurs résultats permettent cependant aux autorités pertinentes de
considérer la vitesse d’apparition de nouvelles consultations en urgence de manière à
pouvoir prendre des mesures pour mieux former les infirmières et urgentologues dans ce
département par exemple. Dans une autre étude, seul le code 724.20 (lumbago) a été
analysé dans la banque de données sous prétexte que ce code était facilement utilisé par
tous les médecins (Knox et al., 2011). Cependant, il s’agit d’une banque de données
militaires sur la santé, et l’équipe connait peut-être le profil des médecins qui y consignent
des informations. L’étude de Knox perd donc en validité externe par rapport à la population
générale, mais sous-estime peut-être moins la morbidité en utilisant seulement ce code CIM
dans une population militaire fermée comparativement à d’autres études sur des banques
populationnelles dont la population est dynamique.
172
Aussi, il est important de mentionner que certaines maladies sont mal définies ce
qui rend leur codification complexe. Dans l’étude de Chen et collaborateurs (Chen et al.,
2009), les auteurs avançaient que les conditions non spécifiques, telles que retrouvées dans
les maladies rhumatologiques, étaient en général moins adéquatement codées. Dans la
codification CIM-9, le code le plus commun pour les douleurs au dos est le 724, qui se
décline ensuite sous différentes catégories à quatre chiffres dont la rachialgie dorsale
(724.1), le lumbago (724.2), la lombosciatique (724.3), la névralgie lombosacrée (724.4), la
lombalgie sans précision (724.5) et l’atteinte lombaire sans précision (724.9). À moins
d’une atteinte nerveuse (sciatique ou névralgie spécifique), le médecin est laissé devant
bien des choix pour sélectionner un code correspondant à une douleur musculaire non
spécifique de la région lombaire d’un patient. Rien ne permet de conclure à savoir si le
médecin ou son personnel administratif 1) était limité par les codes CIM disponibles pour
préciser la condition de douleur selon son expertise et la complexité du cas ou 2) avait
simplement inscrit le code le plus fréquemment utilisé pour ce genre de condition de santé
dans sa pratique. Pour marquer cette problématique, suite à une table ronde au congrès du
chapitre Européen de l’Association internationale pour l’étude de la douleur, des cliniciens
et chercheurs se sont entendus pour dire que la révision CIM-11 devait absolument
procéder à une refonte des diagnostics de douleur, particulièrement voir à réorganiser les
diagnostics de maux de dos en fonction de la spécificité et de la gravité. Leur argument à
cet égard était que les banques administratives n’étaient plus utilisées seulement pour des
objectifs de remboursement, mais désormais également pour de la recherche (Rief et al.,
2012). Notons aussi qu’en clinique, lors de visites ambulatoires, la codification se fait
directement par le médecin ou par son personnel administratif (p. ex. secrétaires). Aucun
d’eux n’est spécifiquement formé pour cet exercice de codification ce qui peut affecter la
validité du diagnostic inscrit sur le formulaire de remboursement fourni à la RAMQ.
Ajoutons à cela qu’au Québec les médecins ne sont pas obligés d’inscrire un code CIM-9 et
que cette donnée n’est pas validée par la RAMQ (RAMQ, 2013). Également, un seul
diagnostic principal peut être inscrit pour chaque réclamation soumise, pouvant mener à
une sous-estimation des mesures de fréquence (prévalence, incidence) dans le cas de
patients qui se présentent avec plus d’une condition de santé (Martin et al., 2008; Lachaine
et al., 2011). Le remboursement par la RAMQ se fait en général en rapport avec la
173
réclamation des actes posés, soit le nombre et la qualité des procédures effectuées auprès du
patient (Wilchesky et al., 2004). Il n’y a donc aucun incitatif pour le médecin d’inscrire le
mauvais code, bien qu’il n’y ait également aucun incitatif pour que celui-ci ou son
personnel administratif fasse particulièrement attention à la précision du diagnostic inscrit.
C’est ainsi que les diagnostics des patients ambulatoires sont considérés comme la plus
importante faille des bases de données administratives (Strom et al., 2012). Cette réalité
peut à la fois affecter la sensibilité (capacité à identifier les patients souffrant de douleur
lombaire), mais également la spécificité (capacité à identifier les patients qui ne souffrent
pas de douleur lombaire). En effet, la douleur lombaire peut ne pas être inscrite comme
diagnostic principal, mais comme un diagnostic secondaire (non présents dans la banque de
données de la RAMQ) ou les codes peuvent êtres imprécis/erronés. Il faut également faire
attention aux entrées répétées dans le cas de patients qui consultent dans de multiples
services de santé pour la même condition de santé. En général, certaines banques
médicoadministratives permettent de lier les données médicales et d’éviter la redondance
(Asghari et al., 2009). Il faut par contre faire attention entre la redondance de consultation
et la récurrence d’épisodes. À partir de banques administratives, il est très difficile de les
dissocier. L’avantage est que les systèmes de santé canadiens fonctionnent avec un numéro
d’assurance maladie unique qui permet de retrouver le patient dans les différents fichiers de
service et les registres médicaux. Par contre, comme Knox (Knox et al., 2011) le
mentionnait, le codage par différents médecins peut introduire des erreurs et diminuer la
précision du diagnostic d’un même épisode de douleur lombaire. Le concept de redondance
peut donc provoquer une surestimation de la morbidité.
6.7.3 Limites reliées à l’analyse des couts sanitaires de la douleur lombaire
Plusieurs limites lors de la réalisation de l’objectif secondaire sur l’évaluation des
couts directs de la douleur lombaire récurrente affectent la portée de l’étude. Plusieurs biais
d’information doivent être rapportés en rapport avec la préparation des matrices de couts
dont la méthodologie est décrite à la section 3.2, et qui contribueraient à la sous-estimation
des couts directs réels. Par exemple, parmi ces biais, notons entre autres, le nombre de
niveaux vertébraux visés par les blocages nerveux thérapeutiques, une technique
interventionnelle souvent utilisée lors de la gestion de la douleur chronique par les
174
anesthésistes. Le prix de base en 2003 pour un blocage facettaire était de 38 $ et de 19 $
pour le blocage de chaque niveau vertébral supplémentaire, jusqu’à un plafonnement de
114 $ par jour. L’analyse des données fournies par la RAMQ ne nous permettait pas de
connaitre le nombre de niveaux, nous avons donc décidé d’utiliser le cout plancher de 38 $.
De nombreux codes d’acte ont dû être analysés avec la valeur plancher pour des raisons
similaires. Une autre figure d’exception se rapporte aux frais de déplacement. Cette
réclamation comporte un nombre important de variables à considérer (temps de
déplacement, kilométrage, journée et heure du jour pour les primes, type de moyen de
transport, avion, etc.). La RAMQ ne rembourse que pour les déplacements supérieurs à 40
kilomètres, donc le cout plancher que nous avons considéré en 2003 par exemple était de
28,80 $ (40 km X 0,72 $), mais bien entendu les déplacements peuvent représenter
plusieurs centaines de dollars en général. À cela s’ajoutent toutes les primes de soirée, de
fin de semaine, de gardes à domicile ou en établissement, les surprimes spécifiques aux
spécialités, les primes d’éloignement et tout autre type d’incitatif qui n’était pas indiqué
dans nos fichiers.
Également, comme soulevé dans l’introduction, deux autres dimensions des couts
directs médicaux manquaient à l’analyse, soit les couts liés aux données pharmaceutiques et
les couts d’immobilisation pour hospitalisation. Pourtant, comme indiqué dans la
discussion, ces couts représentent une importante proportion des couts médicaux directs, et
la médication serait même la catégorie de couts ayant la plus augmentée entre 1997 et 2006
(Martin et al., 2009). Cette variable s’est avérée hautement complexe à produire par la suite
en fonction, entre autres, des nombreuses formulations, du dosage, de l’indication du
médicament pour le traitement de la douleur lombaire ou d’autres conditions de santé, etc.
L’autre raison qui nous a poussé à décider de ne pas produire d’analyse à ce stade pour les
données pharmaceutiques se rattache à la représentativité partielle qu’aurait eue cette
analyse. La moyenne de la population adulte assurée en vertu du régime public de 2000 à
2008 est de 52,9 %, le reste de la population étant assurée par une couverture privée pour
laquelle nous n’avons pas accès aux données (voir Tableau 4 et section 2.3.2). Également,
une étude préliminaire avance que la validité externe des données portant sur l’utilisation
du fichier des services pharmaceutiques de la RAMQ pour les patients en douleur
chronique pourrait être plus faible qu’attendu (Lacasse et al., 2012). Pour ces différentes
175
raisons, nous n’avons pas rapporté de couts pour la médication, engendrant ainsi une sousestimation des couts directs médicaux et peut-être même affectant la direction de la
tendance séculaire des couts.
Enfin, au niveau des données d’hospitalisation, particulièrement en ce qui a trait aux
dépenses d’immobilisation des hôpitaux (c.-à-d. ressources humaines, matérielles, taxes,
électricité, etc.), nous avons déterminé qu’il serait difficile de produire des analyses fiables.
En fonction de la structure de notre système de santé, une approche déductive, basée sur
l’allocation globale de budgets qui permet de calculer une enveloppe budgétaire transférée
aux hôpitaux par le Ministère de la santé et des services sociaux (MSSS), est utilisée pour
calculer les couts d’hospitalisation et de chirurgie par établissement. Pour calculer ces couts
directs moyens, l’approche selon les All-Patient-Refined-Diagnostic-Related-Group (APRDRG) est utilisée pour préparer un contour financier et établir l’allocation des ressources et
les budgets d’immobilisation par établissement de santé. Les APR-DRG offrent une
classification des données hospitalières couvrant de façon exhaustive toutes la clientèle
hospitalisée en centre hospitalier de soins généraux et spécialisés. Au Québec, on attribue
318 APR-DRG aux hospitalisations de courte durée et aux chirurgies d’un jour à partir des
données cliniques extraites de la banque Med-Écho. Ces APR-DRG sont groupés par les
archivistes en milieu hospitalier selon les codes CIM inscrits dans les dossiers de patients
ayant de la douleur lombaire. Ensuite, une pondération des patients hospitalisés en courte
durée est effectuée avec un indice mesurant la lourdeur de la clientèle. C’est ce qu’on
appelle le niveau d’intensité relative des ressources utilisées (NIRRU). En absence des
couts réels encourus par les établissements québécois, ce sont les couts observés au
Maryland (É.-U.) pour des cas analogues qui servent à établir les valeurs du NIRRU selon
l’APR-DRG. Afin de mieux refléter la situation québécoise, ces couts sont ajustés pour
tenir compte de l’écart entre les durées moyennes de séjour du Québec et celles du
Maryland. Ces données sont ensuite utilisées pour produire un contour financier par le
MSSS qui catégorisera les dépenses liées aux problèmes de douleur lombaire dans une
grande catégorie associée à la « santé physique ». Cette catégorie est l’une des plus
importantes du budget de santé. Le cout moyen d’une hospitalisation dans cette catégorie
est donc basé sur un ensemble de chirurgies et peut donc sous-estimer ou surestimer le cout
176
réel d’une hospitalisation pour douleur lombaire. En raison du manque de spécificité du
cout d’hospitalisation journalier dans cette catégorie, nous avons décidé de ne pas produire
d’évaluation à ce stade.
Donc, pour ces différentes raisons, nous avons décidé de concentrer nos efforts sur
l’analyse des couts de facturation pour service médical rendu par les médecins. La
rémunération des médecins représente la deuxième catégorie de dépenses de santé en
importance après les hospitalisations (ICIS, 2012). Le fait de n’avoir pas eu accès aux
données réelles de facturation diminue la validité de l’étude de couts sanitaires et sousévalue grandement le cout réel engendrés, mais donne somme tout un aperçu représentatif
des consultations médicales et des interventions réalisées auprès des patients avec douleur
lombaire.
Enfin, une autre faiblesse qui doit être mentionnée concerne la perspective utilisée.
La perspective étatique n’est que partielle et sous-estime grandement les couts d’une
condition de santé en regard de la perspective sociétale qui constitue la vue d’ensemble la
plus complète pour renseigner sur l’impact socioéconomique réel. La perspective sociétale
vise à englober un maximum de variables soit les couts directs, indirects (absentéisme et
pertes de productivité) et les couts intangibles tel que décrits à la section 2.4.2. Cette
approche est cependant hautement complexe, couteuse et très variable d’une étude à l’autre
pour une même population (Buchbinder et al., 2011). Elle nécessite, entre autres, de cibler
un échantillon de patients et de leur demander de remplir un journal de bord pour consigner
toutes leurs dépenses personnelles reliées à leur condition de santé et leur perte de
jouissance ou celles d’individus les entourant. Cependant, la portée de telles études est
beaucoup plus grande et permet de cibler davantage des interventions pouvant permettre de
réduire les dépenses et d’optimiser le suivi de patients. Il faut donc garder à l’esprit que
l’étude présentée dans cette thèse ne représente qu’une petite fraction des couts sociétaires
réels liés à la douleur lombaire récurrente.
177
6.8 Forces du projet de recherche
La présente étude comporte plusieurs forces dont la présentation de données
séculaires de morbidité et de couts et la construction d’une cohorte incidente à partir d’une
approche méthodologique permettant de diminuer la présence de cas contaminants.
La possibilité de construire des cohortes de prévalence ou d’incidence tout en
limitant le biais de rappel a été un gain majeur dans ces analyses basées sur des données
médicoadministratives. Comme discuté à plusieurs reprises, sans doute le biais le plus
rapporté dans les études basées sur les enquêtes ou toute donnée autorapportée est le biais
de rappel. Par exemple, la prévalence de période (p. ex. mensuelle, annuelle) peut être
biaisée par des biais de rappel et peut expliquer la présence de réponses incomplètes dans
les questionnaires (Walker, 2000). Selon Carey et collaborateurs, un biais de rappel peu
survenir à l’intérieur de quatre mois chez des patients vivant un épisode de douleur
lombaire (Carey, Garrett, et al., 1995). Cependant, il existe aussi un biais de télescopage
avant (« forward telescoping ») qui implique que le patient sous-estime le temps depuis son
dernier épisode. Cependant, le télescopage avant a tendance à augmenter les cas de douleur
lombaire que le patient pense avoir vécus plus récemment qu’en réalité, causant un effet
opposé au biais de rappel (Loney & Stratford, 1999). Dans un cas ou dans l’autre, si une
étude vise à déterminer la morbidité annuelle de la douleur lombaire à partir d’enquêtes ou
de sondages, les estimations ne seront pas aussi fiables que pour évaluer la morbidité
ponctuelle. L’une des forces des analyses secondaires des banques administratives est sans
conteste de contourner ces biais d’information. Les données consignées dans les fichiers de
la RAMQ permettent d’examiner plusieurs années d’historique médical, et malgré les
limites soulevées au niveau du codage des diagnostics (voir section 6.7), les données de la
RAMQ sont davantage fiables que les données autorapportées au-delà de six mois.
De plus, l’utilisation de banques de données administratives peut représenter un
avantage pour le calcul d’incidence en raison de leur validité. Il s’agit de banques qui
possèdent du moins une bonne spécificité, et pour certaines conditions de santé également
une bonne sensibilité, et leur validité externe est souvent importante. Par exemple,
178
Waterman et collaborateurs indiquent que la banque de surveillance NEISS a été validée et
est représentative de la population américaine. Elle offre la possibilité de déterminer une
population à risque, ce qui est un avantage majeur pour dégager des estimations
d’incidence représentatives pour la douleur lombaire (Waterman et al., 2012). Mattila et
collaborateurs rapportent également que la banque administrative NHDR de la Finlande a
été validée et que sa fiabilité est excellente (Mattila et al., 2009). Les conclusions pouvant
être tirées des banques de données sont donc acceptables, considérant que le nombre de
limites existantes à partir d’autres approches est également grand. Avantageusement, dans
le cadre de nos études, ou d’autres effectuées au Canada, il a été démontré que les sources
de données administratives comme celle de la RAMQ, en raison de la couverture
universelle, sont connues pour leur représentativité élevée de la population (Asghari et al.,
2009) et pour la qualité des données (Tamblyn et al., 1995; Wilchesky et al., 2004; Strom
et al., 2012).
Comme introduit à la section 2.1, la précision des définitions est un concept clé pour
permettre de comparer les mesures d’incidence calculées dans des pays et des populations
différentes. Prenons par exemple l’étude de Kopec sur la population canadienne (Kopec et
al., 2004). Le fait d’avoir utilisé une définition vague de l’Enquête sur la santé dans les
collectivités Canadiennes telle que : « par problème de santé de longue durée, on entend un
état qui dure ou qui devrait durer six mois ou plus et qui a été diagnostiqué par un
professionnel de la santé » (ESCC, 2010), rend la comparaison de la mesure d’incidence
difficile vis-à-vis d’autres études d’incidence de douleur lombaire. Ce genre de définition
est équivoque, le patient peut très bien considérer n’importe quelle douleur du plan dorsal
des fesses à la tête si on ne lui donne aucun repère anatomique simple, voire visuel. Le biais
d’information peut donc être important, menant à une surestimation du nombre de cas
incidents associés à de la douleur lombaire. Le chercheur doit également réfléchir si c’est le
premier épisode à vie de douleur lombaire qui l’intéresse, ou s’il ne prend en considération
qu’une certaine période tampon, ce qui pourrait mener à la contamination de la cohorte
incidente par des patients récurrents, par exemple dans les études de cohortes d’inception
(Stanton et al., 2008). À ce moment, des intervalles de temps entre les épisodes devront être
considérés avant de réintégrer un individu dans le bassin de la population à risque (Wasiak
179
et al., 2003), ou la considération d’une période de clairance, telle que nous l’avons proposé
dans notre seconde étude (voir section 4.2.3). Si par contre, l’incidence est basée sur des
cohortes prospectives sélectionnées à partir d’enquêtes ou de recrutement, d’autres limites
sont à prendre en considération. Par exemple, un nombre important de perdus de vue
peuvent affecter les analyses de régression et la validité externe de l’étude (Zitting et al.,
1998). George en 2002 relevait une attrition de 26 % dans sa cohorte de Saskatchewan
(George, 2002). Ce problème était bien documenté puisqu’il s’agit d’une province dont
l’agriculture est l’un des principaux moteurs économiques, et en temps de moisson, les
fermiers sont trop occupés pour répondre aux questionnaires. Il y a donc à ce moment
danger de sous-estimer la morbidité s’il y a présence d’une importante sous-population qui
peut affecter les résultats à l’échelle de la population. Dans le cas d’études qui portent sur
des personnes très âgées qui présentent plusieurs comorbidités, il faudra tenir compte de la
mortalité. Lors d’un suivi postal, Papageorgiou a également soulevé le danger de surestimer
l’incidence de douleur lombaire (Papageorgiou et al., 1996). Ceci serait dû au fait que les
patients présentant un nouvel épisode sont plus à risque de renvoyer le questionnaire que
des individus ayant déjà eu des épisodes résolus par le passé. L’utilisation de banques de
données administratives permet d’éliminer les biais d’information associés aux données
autorapportées comme de réduire les perdus de vue (sauf en cas de migration) et de
consigner les cas les plus graves peu importe l’emploi et la saison, ces cas devant en
général être vus par des spécialistes pour une investigation approfondie ou pour une
hospitalisation. L’ambigüité quant à la condition de santé est réduite par l’utilisation
d’algorithmes construits sur le criblage de codes diagnostics inscrits par des médecins suite
à une anamnèse et un examen du patient, ce qui accroit la validité du moins en lien avec
l’exactitude du site anatomique de la condition de santé.
Enfin, l’analyse séculaire des couts représente certainement une force de l’étude.
Malgré les nombreuses limites décrites à la section 6.7, et que l’analyse ne soit que partielle
en regard des différentes dimensions des couts directs ou de la perspective utilisée, il
demeure qu’aucune étude n’a présenté de données de couts d’interventions sur plusieurs
années subséquentes. Ces couts sont également déterminés à partir de cohortes incidentes,
180
ce qui n’avait pas encore été tenté. Contrairement à la plupart des études qui rapporte le
cout global de la douleur lombaire pour des patients prévalents, notre étude rapporte plutôt
le cout initial imputé à des patients consultant pour la toute première fois pour une
récurrence d’épisodes médicaux de douleur lombaire. Également, à notre connaissance,
aucune étude n’a cherché à déterminer, au-delà de 12 mois, le profil de consommation de
services médicaux de patients aux prises avec une récurrence d’épisodes de douleur
lombaire. Ces données sont particulièrement intéressantes en ce qui a trait à la différence
majeure des couts engendrés entre l’année index et l’année de suivi et contribue ainsi à
générer des hypothèses qui pourraient faire l’objet de futures recherches. Enfin, l’analyse
de couts stratifiée par âge et selon le sexe met l’accent sur l’importance de suivre
particulièrement le groupe des personnes âgées qui affiche une tendance séculaire de couts
à la hausse dans notre population vieillissante.
181
7. PERSPECTIVES ET CONCLUSIONS
Au final, le projet présenté dans cette thèse aura permis de mettre l’accent sur le fait
que la morbidité de la douleur lombaire récurrente était en baisse autant chez les hommes
que chez les femmes de moins de 65 ans dans la population québécoise. Loin de rassurer,
ce constat soulève de nombreuses questions à savoir si cette baisse est réelle ou si elle
cache plutôt des problèmes d’envergure : un manque d’accessibilité à des médecins de
famille, une perte de confiance vis-à-vis du système médical ou face à un manque de
médecins spécialisés en gestion de la douleur, un manque d’éducation de la part de patients
qui préfèrent ne pas consulter. Les moins de 65 ans peuvent avoir accès à une couverture de
soins paramédicaux fournie par leur employeur. Ces travailleurs sont peut-être plus enclins
à rencontrer des professionnels de la santé de médecines alternatives et complémentaires
plutôt que de consulter dans le système de santé. Il est crucial de savoir ce qu’il advient de
cette clientèle récurrente. La douleur lombaire récurrente et chronique coute excessivement
cher à la société en couts indirects. Malgré la diminution de morbidité observée dans notre
étude, les couts totaux augmentent légèrement. Le ministère de la santé pourrait se
satisfaire de savoir que ces couts n’explosent pas. Cependant, si cette clientèle consulte tout
simplement ailleurs et subit toujours autant d’arrêts de travail, la facture est tout
simplement déplacée dans un autre ministère ou transférée aux employeurs et aux
employés. Le deuxième constat de notre étude est que la population de personnes âgées de
plus de 65 ans consulte davantage et connait une hausse de nouveaux cas. C’est en fait la
seule tranche d’âge qui voit une augmentation importante autant en terme de prévalence
que d’incidence. Les femmes sont particulièrement visées par cette augmentation. Étant
donné notre population vieillissante, il importe de comprendre la provenance de ce
phénomène, la raison du nombre croissant de consultations pour douleur lombaire. S’agit-il
d’une augmentation de cas d’arthrose, de cas d’ostéoporose, y a-t-il une explication
médicale? Il est à noter que les personnes âgées présentent de nombreuses comorbidités.
Cependant, les diagnostics de douleur lombaire apparaissent comme diagnostic principal
sur les bordereaux de paiement, donc comme raison principale d’une consultation médicale.
Comment freiner cet élan, qui si la tendance se maintien, ne fera qu’augmenter
proportionnellement au vieillissement de la population dans les prochaines années. Une
182
étude plus approfondie sur les facteurs de risque d’apparition de douleur lombaire
récurrente doit être commandée dans cette population. C’est également le groupe pour
lequel les couts médians ont le plus augmenté autour de l’année 2007. Il faudra chercher à
savoir si c’est encore le cas pendant la prochaine décennie. Enfin, dernière observation de
l’étude, il faut mettre l’emphase sur la première année de consultation pour des patients
récurrents. La première année engendre cinq fois plus de couts que les années de suivi.
S’agit-il d’une bonne nouvelle dans ce sens que le suivi est optimisé la première année et
que le patient récupère rapidement et connait un taux de réadmission faible lors des années
subséquentes? Ou si le patient est vu plusieurs fois la première année sans résultats
tangibles et qu’il fini par perdre confiance et décide de ne plus consulter. Ce seront aussi
des avenues à explorer. Un suivi de la médication prescrite au patient sera nécessaire afin
de savoir si le patient est traité pour un problème de douleur à long terme par exemple.
En conclusion, le type d’étude présenté ici est nécessaire pour assurer une veille des
maladies chroniques et pour faciliter l’orientation des politiques de santé à venir. Le
Canada qui au siècle dernier faisait partie de l’avant-garde pour la qualité de son système
de santé glissait en 2000 au 30e rang sur 190 pays selon le classement de l’OMS, et se
retrouvait dans le peloton de queue parmi les pays du Commonwealth. Le directeur général
de l’ICIS s’inquiétait des dépenses de santé qui atteignaient 11,6 % du produit intérieur brut
en 2011 et qui ont dépassé le cap des 200 milliards de dollars annuellement. Malgré un cout
par habitant au-dessus de la moyenne des pays de l’OCDE, notre système de santé ne gagne
ni en efficience ni en qualité. Le Conference Board du Canada clame la nécessité d’une
réforme. Ce dernier, en 2012, a mis l’accent sur cinq priorités dont :
1- Mieux former les médecins de famille et équipes multidisciplinaires en soins de
première ligne pour répondre à la demande de la population vieillissante et des
populations vulnérables;
2- Uniformiser et intensifier l’utilisation des données de patients pour améliorer
l’efficience des traitements;
3- Transformer le système de compensation des intervenants pour diminuer le nombre
de consultations et d’interventions en capitalisant sur des issues de traitement
positives;
183
4- Focaliser le système sur la « santé » des populations, donc mettre l’accent sur la
prévention des maladies chroniques;
5- Créer un système transparent afin de mobiliser l’ensemble des intervenants, des
patients et des contribuables à participer à l’atteinte des buts d’efficience et de
qualité.
Tous ces points touchent certains aspects reliés au projet présenté dans cet ouvrage
dans l’effort de suivre et d’évaluer le système et de donner du support aux décideurs et aux
intervenants. Par exemple, le point 3 indique la nécessité de diminuer les consultations
excessives pour lesquelles le rendement n’est pas au rendez-vous. Pour identifier les
conditions de santé les plus récurrentes, telle la douleur lombaire, l’analyse secondaire de
données administratives se révèle un outil puissant et peu couteux. Le point 1, mieux
former les médecins en regard de la population vieillissante; nos données stratifiées
démontrent justement une hausse inquiétante dans cette population, les analyses
secondaires permettent d’identifier de tels points chauds dans les données populationnelles.
Le point 5, créer un système transparent. Cette priorité rejoint le but des travaux de l’équipe
Primus de produire un atlas québécois de douleur chronique non cancéreuse à partir de
données administratives et d’identifier par géolocalisation les populations les plus
vulnérables en ajustant les données avec les indices de défavorisation de Pampalon.
L’identification d’inégalités permettra justement de faire un suivi dans ces régions de
manière à répondre au point 3 et modifier les issues de traitement soit en éduquant
davantage les médecins ou les patients. Enfin, le point 4, mettre l’accent sur la prévention
des maladies chroniques, encore faut-il pouvoir les identifier pour agir en conséquence.
Dans des provinces qui allouent déjà bientôt la moitié de leur budget de fonctionnement à
la santé, mieux vaut optimiser ce qui est déjà disponible, soit l’utilisation des banques de
données médicoadministratives. Une étude récente mettait l’accent sur la liaison des
données administratives aux données purement cliniques (data linking) (Jutte et al., 2011).
Le mot de l’heure dans le domaine. Cela éliminerait de nombreuses limites décrites dans la
précédente discussion. Imaginons une liaison des données du Registre Québec Douleur aux
données administratives de la RAMQ. Nous aurions accès à des données de questionnaires
provenant du registre sur la gravité de la douleur, permettant ainsi d’utiliser les définitions
« cliniques » faisant consensus. En même temps, nous éliminerions les biais de rappel des
184
données rapportées par les patients en utilisant les données médicoadministratives. Nous
pourrions donc construire de vraies cohortes incidentes de douleur lombaire pour des
patients n’ayant véritablement jamais consulté ni en médecine traditionnelle ni en médecine
alternative et complémentaire. Bref, la synergie de ces banques améliorerait la validité
interne, mais également externe (généralisabilité). En terme de couts, il sera assurément
important d’envisager l’inclusion systématique d’un filtre économique dans les profils de
conditions de santé présentés aux décideurs, et ce par le truchement des banques
administratives. Idéalement le Registre Québec Douleur devrait également implémenter
cette composante de manière à pouvoir éventuellement permettre des études de coutefficience ou cout-bénéfice en regard à la gestion spécialisée de la douleur chronique.
En bref, encore beaucoup de travail à faire pour améliorer le sort des patients et du
système de santé, particulièrement au niveau de la recherche sur la douleur lombaire. Les
outils existent, les technologies sont prêtes, les solutions envisageables, il ne manque plus
qu’à polariser la volonté politique vers des solutions à long terme afin d’effectuer une veille
pour cette condition de santé.
185
REMERCIEMENTS
Il n’est pas toujours aisé de sortir de sa zone de confort. Pour réussir ce tour de force, il faut
en général qu’un évènement catastrophique survienne ou bénéficier d’un coup de main.
Heureusement, j’ai eu droit au coup de main.
Un merci tout spécial à ma chérie qui malgré qu’elle en ait eu plein les bras avec sa
résidence en médecine, m’ait aidé à faire le premier pas pour reprendre le chemin des
études, peu importe ce que ça représentait en termes de temps, de logistique, de stress et de
finances.
Évidemment, Philippe, toi aussi tu as eu un rôle clé dans cette entreprise. De me conseiller
de poursuivre, de me dégager une zone de navigation acceptable entre le travail et les
études, de te prêter au jeu du capitaine, puis de me laisser à quai au terme du voyage avec
un bon bagage pour que je trouve mon propre port.
Alain, je te remercie de m’avoir accepté dans ton équipe, d’avoir pris le risque de prendre
un inconnu qui arrivait du monde de la recherche fondamentale avec des idées ambitieuses
(trop), et un horaire déjà chargé. Jusqu’à la fin, tu m’auras appris à me calmer le pompon.
D’ailleurs Josiane a été une très bonne conseillère tout au long de mon doctorat pour me
faire mettre en pratique cet enseignement. Bref, rien ne sert de courir; il faut partir à point.
Cette opportunité m’aura permis au final d’atteindre mon but et d’avoir une compréhension
véritable du processus de recherche de la cellule à la population. C’était une grosse
montagne à gravir, maintenant j’apprécie le paysage.
Je termine donc ce passage de ma vie avec des connaissances en plus, des cheveux en
moins. Merci à tous mes amis et ma famille d’être restés présents malgré mes absences, de
vous être intéressé à mon projet par pur intérêt ou pour me supporter psychologiquement,
les deux ont été apprécié! Je tiens à remercier spécialement Yvon, celui qui m’a poussé
depuis mon adolescence à réaliser un doctorat et qui m’a fourni un emploi durant toutes ces
années pour poursuivre à l’université. Et bien entendu mes parents, qui ont toujours réalisé
des sacrifices pour que leurs gars réussissent indépendamment de la voie empruntée.
Ce travail n’aurait pas été possible non plus sans le support du Réseau Québécois de
Recherche sur la Douleur, du Fonds de Recherche Santé du Québec et des Instituts de
Recherche en Santé du Canada qui m’ont permis d’avoir accès à du financement de projet
et des bourses de formation doctorale.
186
LISTE DES RÉFÉRENCES
Abdulla, A., Adams, N., Bone, M., Elliott, A.M., Gaffin, J., Jones, D., Knaggs, R., Martin,
D., Sampson, L., Schofield, P., British Geriatric Society (2013) Guidance on the
management of pain in older people. Age Ageing, 42 Suppl 1, i1–i57.
Abenhaim, L. & Suissa, S. (1987) Importance and economic burden of occupational back
pain: a study of 2,500 cases representative of Quebec. J Occup Med, 29, 670–674.
Airaksinen, O., Brox, J.I., Cedraschi, C., Hildebrandt, J., Klaber-Moffett, J., Kovacs, F.,
Mannion, A.F., Reis, S., Staal, J.B., Ursin, H., Zanoli, G., COST B13 Working Group
on Guidelines for Chronic Low Back Pain (2006) Chapter 4. European guidelines for
the management of chronic nonspecific low back pain. Eur Spine J.
Asghari, S., Courteau, J., Carpentier, A.C., & Vanasse, A. (2009) Optimal strategy to
identify incidence of diagnostic of diabetes using administrative data. BMC Med Res
Methodol, 9, 62.
Bachmann, S., Wieser, S., Oesch, P., Schmidhauser, S., Knüsel, O., & Kool, J. (2009)
Three-year cost analysis of function-centred versus pain-centred inpatient rehabilitation
in patients with chronic non-specific low back pain. J Rehabil Med, 41, 919–923.
Balagué, F., Mannion, A.F., Pellisé, F., & Cedraschi, C. (2012) Non-specific low back
pain. Lancet, 379, 482–491.
Baldwin, M.L. (2004) Reducing the costs of work-related musculoskeletal disorders:
targeting strategies to chronic disability cases. J Electromyogr Kinesiol, 14, 33–41.
Ball, J., DesMeules, M., Kwan, A., Jacobsen, L., Luo, W., & Jackson, B. (2009) Investir en
prévention - La perspective économique, phac-aspc.gc.ca. Agence de la santé publique
du Canada.
Barber, J. & Thompson, S. (2004) Multiple regression of cost data: use of generalised
linear models. J Health Serv Res Policy, 9, 197–204.
Bartholomeeusen, S., Van Zundert, J., Truyers, C., Buntinx, F., & Paulus, D. (2012) Higher
incidence of common diagnoses in patients with low back pain in primary care. Pain
Pract, 12, 1–6.
Bartlett, G., Abrahamowicz, M., Tamblyn, R., Grad, R., Capek, R., & Berger, du, R. (2004)
Longitudinal patterns of new Benzodiazepine use in the elderly. Pharmacoepidemiol
Drug Saf, 13, 669–682.
Beaudet, N., Courteau, J., Sarret, P., & Vanasse, A. (2013) Prevalence of claims-based
recurrent low back pain in a Canadian population: A secondary analysis of an
administrative database. BMC Musculoskelet Disord, 14, 151.
Becker, A., Held, H., Redaelli, M., Strauch, K., Chenot, J.F., Leonhardt, C., Keller, S.,
Baum, E., Pfingsten, M., Hildebrandt, J., Basler, H.-D., Kochen, M.M., & DonnerBanzhoff, N. (2010) Low back pain in primary care: costs of care and prediction of
future health care utilization. Spine, 35, 1714–1720.
Berenguera, A., Pujol-Ribera, E., Rodriguez-Blanco, T., Violan, C., Casajuana, M., de
Kort, N., & Trapero-Bertran, M. (2011) Study protocol of cost-effectiveness and costutility of a biopsychosocial multidisciplinary intervention in the evolution of nonspecific sub-acute low back pain in the working population: cluster randomised trial.
BMC Musculoskelet Disord, 12, 194.
Bernatsky, S., Joseph, L., Pineau, C.A., Tamblyn, R., Feldman, D.E., & Clarke, A.E.
(2007) A population-based assessment of systemic lupus erythematosus incidence and
187
prevalence--results and implications of using administrative data for epidemiological
studies. Rheumatology (Oxford), 46, 1814–1818.
Bérard, A. & Lacasse, A. (2009) Validity of perinatal pharmacoepidemiologic studies using
data from the RAMQ administrative database. Can J Clin Pharmacol, 16, e360–e369.
Blais, L. (2012) reMed. Réseau des Médicaments et Santé des Populations. URL
http://www.medpop.qc.ca/fr/remed.php.
Blais, L., Lemière, C., Menzies, D., & Berbiche, D. (2006) Validity of asthma diagnoses
recorded in the Medical Services database of Quebec. Pharmacoepidemiol Drug Saf,
15, 245–252.
Boonen, A., van den Heuvel, R., van Tubergen, A., Goossens, M., Severens, J.L., van der
Heijde, D., & van der Linden, S. (2005) Large differences in cost of illness and
wellbeing between patients with fibromyalgia, chronic low back pain, or ankylosing
spondylitis. Ann Rheum Dis, 64, 396–402.
Boulanger, A., Clark, A.J., Squire, P., Cui, E., & Horbay, G.L.A. (2007) Chronic pain in
Canada: have we improved our management of chronic noncancer pain? Pain Res
Manag, 12, 39–47.
Brameld, K.J., Holman, C.D.J., Lawrence, D.M., & Hobbs, M.S.T. (2003) Improved
methods for estimating incidence from linked hospital morbidity data. Int J Epidemiol,
32, 617–624.
Bressler, H.B., Keyes, W.J., Rochon, P.A., & Badley, E. (1999) The prevalence of low
back pain in the elderly. A systematic review of the literature. Spine, 24, 1813–1819.
Buchbinder, R., Batterham, R., Elsworth, G., Dionne, C.E., Irvin, E., & Osborne, R.H.
(2011) A validity-driven approach to the understanding of the personal and societal
burden of low back pain: development of a conceptual and measurement model.
Arthritis Res. Ther, 13, R152.
Cadieux, G. & Tamblyn, R. (2008) Accuracy of physician billing claims for identifying
acute respiratory infections in primary care. Health Services Research, 43, 2223–2238.
Carey, T.S., Evans, A., Hadler, N., Kalsbeek, W., McLaughlin, C., & Fryer, J. (1995) Careseeking among individuals with chronic low back pain. Spine, 20, 312–317.
Carey, T.S., Garrett, J., Jackman, A., Sanders, L., & Kalsbeek, W. (1995) Reporting of
acute low back pain in a telephone interview. Identification of potential biases. Spine,
20, 787–790.
Cassidy, J.D., Côté, P., Carroll, L.J., & Kristman, V. (2005) Incidence and course of low
back pain episodes in the general population. Spine, 30, 2817–2823.
Cayea, D., Perera, S., & Weiner, D.K. (2006) Chronic low back pain in older adults: What
physicians know, what they think they know, and what they should be taught. J Am
Geriatr Soc, 54, 1772–1777.
Cedraschi, C., Robert, J., Goerg, D., Perrin, E., Fischer, W., & Vischer, T.L. (1999) Is
chronic non-specific low back pain chronic? Definitions of a problem and problems of
a definition. Br J Gen Pract, 49, 358–362.
Chen, G., Faris, P., Hemmelgarn, B., Walker, R.L., & Quan, H. (2009) Measuring
agreement of administrative data with chart data using prevalence unadjusted and
adjusted kappa. BMC Med Res Methodol, 9, 5.
Chen, Y., McDonald, J.C., & Cherry, N.M. (2006) Incidence and suspected cause of workrelated musculoskeletal disorders, United Kingdom, 1996-2001. Occup Med (Lond),
56, 406–413.
Chenot, J.-F., Becker, A., Leonhardt, C., Keller, S., Donner-Banzhoff, N., Hildebrandt, J.,
188
Basler, H.-D., Baum, E., Kochen, M.M., & Pfingsten, M. (2008) Sex differences in
presentation, course, and management of low back pain in primary care. Clin J Pain,
24, 578–584.
Cherkin, D.C., Deyo, R.A., Volinn, E., & Loeser, J.D. (1992) Use of the International
Classification of Diseases (ICD-9-CM) to identify hospitalizations for mechanical low
back problems in administrative databases. Spine, 17, 817–825.
Chou, R., Qaseem, A., Snow, V., Casey, D., Cross, J.T., Shekelle, P., Owens, D.K.,
Clinical Efficacy Assessment Subcommittee of the American College of Physicians,
American College of Physicians, American Pain Society Low Back Pain Guidelines
Panel (2007) Diagnosis and treatment of low back pain: a joint clinical practice
guideline from the American College of Physicians and the American Pain Society.
Ann. Intern. Med.
Churcher, L., Chan, C.H., & Badley, E.M. (2013) Chronic back problems and labor force
participation in a national population survey: impact of comorbid arthritis. BMC Public
Health, 13, 326.
Dagenais, S., Caro, J., & Haldeman, S. (2008) A systematic review of low back pain cost of
illness studies in the United States and internationally. Spine J, 8, 8–20.
Darer, J.D., Hwang, W., Pham, H.H., Bass, E.B., & Anderson, G. (2004) More training
needed in chronic care: a survey of US physicians. Acad Med, 79, 541–548.
Davis, K., Schoen, C., & Stremikis, K. (2010) Mirror, Mirror on the Wall. The
commonwealth fund.
Depont, F., Hunsche, E., Abouelfath, A., Diatta, T., Addra, I., Grelaud, A., Lagnaoui, R.,
Molimard, M., & Moore, N. (2010) Medical and non-medical direct costs of chronic
low back pain in patients consulting primary care physicians in France. Fundam Clin
Pharmacol, 24, 101–108.
Deyo, R.A., Mirza, S.K., & Martin, B.I. (2006) Back Pain Prevalence and Visit Rates.
Spine, 31, 2724–2727.
Dionne, C.E., Dunn, K.M., & Croft, P.R. (2006) Does back pain prevalence really decrease
with increasing age? A systematic review. Age Ageing, 35, 229–234.
Dionne, C.E., Dunn, K.M., Croft, P.R., Nachemson, A.L., Buchbinder, R., Walker, B.F.,
Wyatt, M., Cassidy, J.D., Rossignol, M., Leboeuf-Yde, C., Hartvigsen, J., Leino-Arjas,
P., Latza, U., Reis, S., Gil Del Real, M.T., Kovacs, F.M., Oberg, B., Cedraschi, C.,
Bouter, L.M., Koes, B.W., Picavet, H.S.J., van Tulder, M.W., Burton, K., Foster, N.E.,
Macfarlane, G.J., Thomas, E., Underwood, M., Waddell, G., Shekelle, P., Volinn, E., &
Korff, von, M. (2008) A consensus approach toward the standardization of back pain
definitions for use in prevalence studies. Spine, 33, 95–103.
Drummond, M.F., Sculpher, M.J., Torrance, G.W., O'Brien, B.J., & Stoddart, G.L. (2005)
Methods for the Economic Evaluation of Health Care Programmes, Third Edition. edn.
Oxford University Press, USA.
Druss, B.G., Marcus, S.C., Olfson, M., & Pincus, H.A. (2002) The Most Expensive
Medical Conditions In America. Health Aff (Millwood), 21, 105–111.
Ekman, M., Jönhagen, S., Hunsche, E., & Jönsson, L. (2005) Burden of illness of chronic
low back pain in Sweden: a cross-sectional, retrospective study in primary care setting.
Spine, 30, 1777–1785.
Elders, L.A.M. & Burdorf, A. (2004) Prevalence, incidence, and recurrence of low back
pain in scaffolders during a 3-year follow-up study. Spine, 29, E101–E106.
ESCC (2010) Enquête Sur La Santé Dans Les Collectivités Canadiennes, Composante
189
annuelle - Questionnaire de 2010.
Foltz, V., St Pierre, Y., Rozenberg, S., Rossignol, M., Bourgeois, P., Joseph, L., Adam, V.,
Penrod, J.R., Clarke, A.E., & Fautrel, B. (2005) Use of complementary and alternative
therapies by patients with self-reported chronic back pain: a nationwide survey in
Canada. Joint Bone Spine, 72, 571–577.
Fourney, D.R., Andersson, G., Arnold, P.M., Dettori, J., Cahana, A., Fehlings, M.G.,
Norvell, D., Samartzis, D., & Chapman, J.R. (2011) Chronic low back pain: a
heterogeneous condition with challenges for an evidence-based approach. Spine, 36,
S1–S9.
Freburger, J.K., Holmes, G.M., Agans, R.P., Jackman, A.M., Darter, J.D., Wallace, A.S.,
Castel, L.D., Kalsbeek, W.D., & Carey, T.S. (2009) The rising prevalence of chronic
low back pain. Arch. Intern. Med, 169, 251–258.
Fritz, J.M., Cleland, J.A., Speckman, M., Brennan, G.P., & Hunter, S.J. (2008) Physical
therapy for acute low back pain: associations with subsequent healthcare costs. Spine,
33, 1800–1805.
Fujii, T. & Matsudaira, K. (2013) Prevalence of low back pain and factors associated with
chronic disabling back pain in Japan. Eur Spine J, 22, 432–438.
Gagnon, L. (2004) Stats Can: 14% of Canadians have no family doctor. Canadian Medical
Association Journal, 171, 124–124.
George, C. (2002) The six-month incidence of clinically significant low back pain in the
Saskatchewan adult population. Spine, 27, 1778–1782.
Gladu, F.-P. (2007) Perceived shortage of family doctors in Quebec: can we do something
about it? Can Fam Physician, 53, 1858–60–1871–3.
Goetzel, R.Z., Hawkins, K., Ozminkowski, R.J., & Wang, S. (2003) The health and
productivity cost burden of the “top 10” physical and mental health conditions
affecting six large U.S. employers in 1999. J. Occup. Environ. Med, 45, 5–14.
Gordis, L. (2004) Epidemiology 3rd - Recherche Google. Philadelphia.
Gore, M., Sadosky, A., Stacey, B.R., Tai, K.-S., & Leslie, D. (2012) The burden of chronic
low back pain: clinical comorbidities, treatment patterns, and health care costs in usual
care settings. Spine, 37, E668–E677.
Guidelines. (2011) Evidence-Informed Primary Care Management of Low Back Pain. 2nd
Edition. By : Towards optimized practice program
Henschke, N., Maher, C.G., Refshauge, K.M., Herbert, R.D., Cumming, R.G., Bleasel, J.,
York, J., Das, A., & McAuley, J.H. (2006) Prognosis of acute low back pain: Design of
a prospective inception cohort study. BMC Musculoskelet Disord, 7.
Hestbaek, L., Leboeuf-Yde, C., & Manniche, C. (2003) Low back pain: what is the longterm course? A review of studies of general patient populations. Eur Spine J, 12, 149–
165.
Hestbaek, L., Leboeuf-Yde, C., Engberg, M., Lauritzen, T., Bruun, N.H., & Manniche, C.
(2003) The course of low back pain in a general population. Results from a 5-year
prospective study. J Manipulative Physiol Ther, 26, 213–219.
Hicks, G.E., Gaines, J.M., Shardell, M., & Simonsick, E.M. (2008) Associations of back
and leg pain with health status and functional capacity of older adults: findings from
the retirement community back pain study. Arthritis Rheum, 59, 1306–1313.
Hong, J., Reed, C., Novick, D., & Happich, M. (2013) Costs associated with treatment of
chronic low back pain: an analysis of the UK General Practice Research Database.
Spine, 38, 75–82.
190
Hoy, D., Bain, C., Williams, G., March, L., Brooks, P., Blyth, F., Woolf, A., Vos, T., &
Buchbinder, R. (2012) A systematic review of the global prevalence of low back pain.
Arthritis Rheum, 64, 2028–2037.
Hoy, D., March, L., Brooks, P., Woolf, A., Blyth, F., Vos, T., & Buchbinder, R. (2010)
Measuring the global burden of low back pain. Best Practice & Research Clinical
Rheumatology, 24, 155–165.
ICIS (2005) Dépenses de santé desgouvernements provinciauxet territoriaux selon legroupe
d'âge, le sexe etles catégories principales: taux de croissance récents et futurs (No. Mai
2005), Institut Canadien d'information sur la santé. Institut Canadien d'information sur
la santé.
ICIS (2012) Facteurs d'accroissement des dépenses liées aux médecins -- rapport technique.
Ottawa (Ont.).
Jacob, T. (2006) Low back pain incident episodes: a community-based study. Spine J, 6,
306–310.
Jacob, T., Baras, M., Zeev, A., & Epstein, L. (2004) A longitudinal, community-based
study of low back pain outcomes. Spine, 29, 1810–1817.
Jacobs, P., Schopflocher, D., Klarenbach, S., Golmohammadi, K., & Ohinmaa, A. (2004) A
health production function for persons with back problems: results from the Canadian
Community Health Survey of 2000. Spine, 29, 2304–2308.
Jeffries, L.J., Milanese, S.F., & Grimmer-Somers, K.A. (2007) Epidemiology of adolescent
spinal pain: a systematic overview of the research literature. Spine, 32, 2630–2637.
Johannes, C.B., Le, T.K., Zhou, X., Johnston, J.A., & Dworkin, R.H. (2010) The
prevalence of chronic pain in United States adults: results of an Internet-based survey.
J Pain, 11, 1230–1239.
Johnson, K. (2004) Implementation of ICD-10: Experiences and Lessons Learned from a
Canadian Hospital. In Association, A.H.I.M. (ed). Presented at the IFHRO Congress &
AHIMA Convention Proceedings, pp. 1–14.
Jones, G.T., Kyabaggu, R., Marais, D., & Macfarlane, G.J. (2013) Reproducibility of pain
manikins: a comparison of paper versus online questionnaires. British Journal of Pain,
7, 130–137.
Jöud, A., Petersson, I.F., & Englund, M. (2012) Low back pain: epidemiology of
consultations. Arthritis Care Res (Hoboken), 64, 1084–1088.
Juniper, M., Le, T.K., & Mladsi, D. (2009) The epidemiology, economic burden, and
pharmacological treatment of chronic low back pain in France, Germany, Italy, Spain
and the UK: a literature-based review. Expert Opin Pharmacother, 10, 2581–2592.
Jutte, D.P., Roos, L.L., & Brownell, M.D. (2011) Administrative record linkage as a tool
for public health research. Annu Rev Public Health, 32, 91–108.
Kanodia, A.K., Legedza, A.T.R., Davis, R.B., Eisenberg, D.M., & Phillips, R.S. (2010)
Perceived benefit of Complementary and Alternative Medicine (CAM) for back pain: a
national survey. J Am Board Fam Med, 23, 354–362.
Kaplan, R.S. & Porter, M.E. (2011) How to solve the cost crisis in health care. Harv Bus
Rev, 89, 46–52, 54, 56–61passim.
Kawasumi, Y., Abrahamowicz, M., Ernst, P., & Tamblyn, R. (2011) Development and
validation of a predictive algorithm to identify adult asthmatics from medical services
and pharmacy claims databases. Health Services Research, 46, 939–963.
Kääriä, S., Kaila-Kangas, L., Kirjonen, J., Riihimäki, H., Luukkonen, R., & Leino-Arjas, P.
(2005) Low back pain, work absenteeism, chronic back disorders, and clinical findings
191
in the low back as predictors of hospitalization due to low back disorders: a 28-year
follow-up of industrial employees. Spine, 30, 1211–1218.
Kent, P. & Keating, J. (2004) Do primary-care clinicians think that nonspecific low back
pain is one condition? Spine, 29, 1022–1031.
Kent, P.M. & Keating, J.L. (2008) Can we predict poor recovery from recent-onset
nonspecific low back pain? A systematic review. Man Ther, 13, 12–28.
Knox, J., Orchowski, J., Scher, D.L., Owens, B.D., Burks, R., & Belmont, P.J. (2011) The
incidence of low back pain in active duty United States military service members.
Spine, 36, 1492–1500.
Kopec, J.A., Sayre, E.C., & Esdaile, J.M. (2004) Predictors of back pain in a general
population cohort. Spine, 29, 70–77; discussion77–discussion78.
Lacasse, A., Ware, M., Bourgault, P., Lanctot, H., Boulanger, A., Cloutier, C., Shir, Y., &
Choiniere, M. (2012) The Quebec Pain Registry: Linkage with the Quebec
administrative prescription claims database to assess the potential external validity of
pharmacoepidemiologic and pharmacoeconomicstudies on chronic pain disorders.
World Congress on Pain.
Lachaine, J., Beauchemin, C., & Ramos, E. (2011) Use, tolerability and compliance of
spironolactone in the treatment of heart failure. BMC Clin Pharmacol, 11, 4.
Lahiri, S., Gold, J., & Levenstein, C. (2005) Estimation of net-costs for prevention of
occupational low back pain: three case studies from the US. Am J Ind Med, 48, 530–
541.
Lake, J.K., Power, C., & Cole, T.J. (2000) Back pain and obesity in the 1958 British birth
cohort. cause or effect? J Clin Epidemiol, 53, 245–250.
Lambeek, L.C., van Tulder, M.W., Swinkels, I.C.S., Koppes, L.L.J., Anema, J.R., & van
Mechelen, W. (2011) The trend in total cost of back pain in The Netherlands in the
period 2002 to 2007. Spine, 36, 1050–1058.
Leboeuf-Yde, C. & Kyvik, K.O. (1998) At what age does low back pain become a common
problem? A study of 29,424 individuals aged 12-41 years. Spine, 23, 228–234.
Leboeuf-Yde, C. & Lauritsen, J.M. (1995) The prevalence of low back pain in the
literature. A structured review of 26 Nordic studies from 1954 to 1993. Spine, 20,
2112–2118.
Leboeuf-Yde, C., Klougart, N., & Lauritzen, T. (1996) How common is low back pain in
the Nordic population? Data from a recent study on a middle-aged general Danish
population and four surveys previously conducted in the Nordic countries. Spine, 21,
1518–25–discussion1525–6.
Leboeuf-Yde, C., Nielsen, J., Kyvik, K.O., Fejer, R., & Hartvigsen, J. (2009) Pain in the
lumbar, thoracic or cervical regions: Do age and gender matter? A population-based
study of 34,902 Danish twins 20-71 years of age. BMC Musculoskelet Disord, 10.
Linton, S.J., Hellsing, A.L., & Halldén, K. (1998) A population-based study of spinal pain
among 35-45-year-old individuals. Prevalence, sick leave, and health care use. Spine,
23, 1457–1463.
Loisel, P., Lemaire, J., Poitras, S., Durand, M.-J., Champagne, F., Stock, S., Diallo, B., &
Tremblay, C. (2002) Cost-benefit and cost-effectiveness analysis of a disability
prevention model for back pain management: a six year follow up study. Occup
Environ Med, 59, 807–815.
Loney, P.L. & Stratford, P.W. (1999) The prevalence of low back pain in adults: a
methodological review of the literature. Phys Ther, 79, 384–396.
192
Loney, P.L., Chambers, L.W., Bennett, K.J., Roberts, J.G., & Stratford, P.W. (1998)
Critical appraisal of the health research literature: prevalence or incidence of a health
problem. Chronic Dis Can, 19, 170–176.
Louw, Q.A., Morris, L.D., & Grimmer-Somers, K. (2007) The prevalence of low back pain
in Africa: a systematic review. BMC Musculoskelet Disord, 8, 105.
Luo, X., Pietrobon, R., Sun, S.X., Liu, G.G., & Hey, L. (2004) Estimates and patterns of
direct health care expenditures among individuals with back pain in the United States.
Spine, 29, 79–86.
Maniadakis, N. & Gray, A. (2000) The economic burden of back pain in the UK. Pain, 84,
95–103.
Martin, B.I., Deyo, R.A., Mirza, S.K., Turner, J.A., Comstock, B.A., Hollingworth, W., &
Sullivan, S.D. (2008) Expenditures and health status among adults with back and neck
problems. JAMA, 299, 656–664.
Martin, B.I., Turner, J.A., Mirza, S.K., Lee, M.J., Comstock, B.A., & Deyo, R.A. (2009)
Trends in health care expenditures, utilization, and health status among US adults with
spine problems, 1997-2006. Spine, 34, 2077–2084.
Mattila, V.M., Sillanpää, P., Visuri, T., & Pihlajamäki, H. (2009) Incidence and trends of
low back pain hospitalisation during military service--an analysis of 387,070 Finnish
young males. BMC Musculoskelet Disord, 10, 10.
McBeth, J. & Jones, K. (2007) Epidemiology of chronic musculoskeletal pain. Best
Practice & Research Clinical Rheumatology, 21, 403–425.
Mehra, M., Hill, K., Nicholl, D., & Schadrack, J. (2011) The burden of chronic low back
pain with and without a neuropathic component: a healthcare resource use and cost
analysis. J Med Econ.
Monfared, A.A.T. & Lelorier, J. (2006) Accuracy and validity of using medical claims data
to identify episodes of hospitalizations in patients with COPD. Pharmacoepidemiol
Drug Saf, 15, 19–29.
Moulin, D.E., Clark, A.J., Speechley, M., & Morley-Forster, P.K. (2002) Chronic pain in
Canada--prevalence, treatment, impact and the role of opioid analgesia. Pain Res
Manag, 7, 179–184.
Nimgade, A., McNeely, E., Milton, D., & Celona, J. (2010) Increased expenditures for
other health conditions after an incident of low back pain. Spine, 35, 769–777.
OCDE (2011a) Un nouveau regard sur les systèmes de santé de l'OCDE: Typologie,
efficacité et politiques. In OCDE, É. (ed), Réformes Économiques 2011: Objectif
Croissance. OCDE, pp. 231–249.
OCDE (2011b) Études de l'OCDE sur les politiques de santé : Améliorer la performance
des soins de santé 1–126.
Papageorgiou, A.C., Croft, P.R., Thomas, E., Ferry, S., Jayson, M.I., & Silman, A.J. (1996)
Influence of previous pain experience on the episode incidence of low back pain:
results from the South Manchester Back Pain Study. Pain, 66, 181–185.
Patra, J., Popova, S., Rehm, J., Bondy, S., Flint, R., & Giesbrecht, N. (2007) Economic
Cost of Chronic Disease in Canada - 1995-2003, Ontario Chronic Disease Prevention
Alliance and the Ontario Public Health Association. Ontario Chronic Disease
Prevention Alliance.
Picavet, H.S.J., Struijs, J.N., & Westert, G.P. (2008) Utilization of health resources due to
low back pain: survey and registered data compared. Spine, 33, 436–444.
Punnett, L., Prüss-Utün, A., Nelson, D.I., Fingerhut, M.A., Leigh, J., Tak, S., & Phillips, S.
193
(2005) Estimating the global burden of low back pain attributable to combined
occupational exposures. Am J Ind Med, 48, 459–469.
Rapoport, J., Jacobs, P., Bell, N.R., & Klarenbach, S. (2004) Refining the measurement of
the economic burden of chronic diseases in Canada. Chronic Dis Can, 25, 13–21.
Rashiq, S. & Dick, B.D. (2009) Factors associated with chronic noncancer pain in the
Canadian population. Pain Res Manag, 14, 454–460.
Reitsma, M., Tranmer, J.E., Buchanan, D.M., & VanDenKerkhof, E.G. (2012) The
epidemiology of chronic pain in Canadian men and women between 1994 and 2007:
longitudinal results of the National Population Health Survey. Pain Res Manag, 17,
166–172.
Reitsma, M.L., Tranmer, J.E., Buchanan, D.M., & Vandenkerkhof, E.G. (2011) The
prevalence of chronic pain and pain-related interference in the Canadian population
from 1994 to 2008. Chronic Diseases and Injuries in Canada, 31, 157–164.
Rief, W., Kaasa, S., Jensen, R., Perrot, S., Vlaeyen, J.W.S., Treede, R.-D., & Vissers,
K.C.P. (2012) New proposals for the International Classification of Diseases-11
revision of pain diagnoses. In. Presented at the The journal of pain : official journal of
the American Pain Society, pp. 305–316.
Ritzwoller, D.P., Crounse, L., Shetterly, S., & Rublee, D. (2006) The association of
comorbidities, utilization and costs for patients identified with low back pain. BMC
Musculoskelet Disord, 7, 72.
Roland, M., Waddell, M., Moffett, G., Burton, J., Main, K., & Cantrell, C. (2001) The Back
Book. England: The Stationary Office Books, London, UK.
Rothman, K.J., Greenland, S., & Lash, T.L. (2008) Modern Epidemiology, 3rd edn.
Lippincott Williams & Wilkins, Philadelphia.
Rozenberg, S. (2008) Lombalgie chronique, définition et prise en charge. La Revue du
praticien.
Schneider, S., Randoll, D., & Buchner, M. (2006) Why do women have back pain more
than men? A representative prevalence study in the Federal Republic of Germany.
Clinical Journal of Pain, 22, 738–747.
Schopflocher, D., Taenzer, P., & Jovey, R. (2011) The prevalence of chronic pain in
Canada. Pain Res Manag, 16, 445–450.
Shiri, R., Karppinen, J., Leino-Arjas, P., Solovieva, S., & Viikari-Juntura, E. (2010) The
association between smoking and low back pain: a meta-analysis. Am J Med, 123,
87.e7–.e35.
Shmueli, A., Igudin, I., & Shuval, J. (2011) Change and stability: use of complementary
and alternative medicine in Israel: 1993, 2000 and 2007. Eur J Public Health, 21, 254–
259.
Sinnott, P.L., Siroka, A.M., Shane, A.C., Trafton, J.A., & Wagner, T.H. (2012) Identifying
neck and back pain in administrative data: defining the right cohort. Spine, 37, 860–
874.
Smith, M., Davis, M.A., Stano, M., & Whedon, J.M. (2013) Aging baby boomers and the
rising cost of chronic back pain: secular trend analysis of longitudinal Medical
Expenditures Panel Survey data for years 2000 to 2007. J Manipulative Physiol Ther,
36, 2–11.
Sorensen, H.T., Sabroe, S., & Olsen, J. (1996) A framework for evaluation of secondary
data sources for epidemiological research. Int J Epidemiol, 25, 435–442.
Stanton, T.R., Henschke, N., Maher, C.G., Refshauge, K.M., Latimer, J., & McAuley, J.H.
194
(2008) After an episode of acute low back pain, recurrence is unpredictable and not as
common as previously thought. Spine, 33, 2923–2928.
Stanton, T.R., Latimer, J., Maher, C.G., & Hancock, M. (2009) Definitions of recurrence of
an episode of low back pain: a systematic review. Spine, 34, E316–E322.
Stanton, T.R., Latimer, J., Maher, C.G., & Hancock, M.J. (2010a) How do we define the
condition “recurrent low back pain?” A systematic review. Eur Spine J, 19, 533–539.
Stanton, T.R., Latimer, J., Maher, C.G., & Hancock, M.J. (2010b) A modified Delphi
approach to standardize low back pain recurrence terminology. Eur Spine J.
StatCan (2012) Estimates of population, by age group and sex for July 1, Canada,
provinces and territories, annual (persons unless otherwise noted) [WWW Document].
http://estat.statcan.gc.ca/cgi-win/cnsmcgi.exe?Lang=E&EST-Fi=EStat/English/CII_1eng.htm.
Strom, B.L., Kimmel, S.E., & Hennessy, S. (2012) Pharmacoepidemiology, 5 edn. WileyBlackwell.
Szklo, M. & Nieto, F.J. (2007) Epidemiology, Second Edition. edn. Jones & Bartlett
Learning.
Tamblyn, R., Lavoie, G., Petrella, L., & Monette, J. (1995) The use of prescription claims
databases in pharmacoepidemiological research: the accuracy and comprehensiveness
of the prescription claims database in Québec. J Clin Epidemiol, 48, 999–1009.
Tamblyn, R., Reid, T., Mayo, N., McLeod, P., & Churchill-Smith, M. (2000) Using
medical services claims to assess injuries in the elderly: sensitivity of diagnostic and
procedure codes for injury ascertainment. J Clin Epidemiol, 53, 183–194.
Urwin, M., Symmons, D., Allison, T., Brammah, T., Busby, H., Roxby, M., Simmons, A.,
& Williams, G. (1998) Estimating the burden of musculoskeletal disorders in the
community: the comparative prevalence of symptoms at different anatomical sites, and
the relation to social deprivation. Ann Rheum Dis, 57, 649–655.
van den Bussche, H., Koller, D., Kolonko, T., Hansen, H., Wegscheider, K., Glaeske, G.,
Leitner, von, E.-C., Schäfer, I., & Schön, G. (2011) Which chronic diseases and disease
combinations are specific to multimorbidity in the elderly? Results of a claims data
based cross-sectional study in Germany. BMC Public Health, 11, 101.
van Tulder, M. & Koes, B. (2006) Chronic low back pain. Am Fam Physician, 74, 1577–
1579.
van Zundert, J. & van Kleef, M. (2005) Low back pain: from algorithm to costeffectiveness? Pain Pract, 5, 179–189.
Vellucci, R. (2012) Heterogeneity of chronic pain. Clin Drug Investig, 32 Suppl 1, 3–10.
Vinet, E., Kuriya, B., Widdifield, J., & Bernatsky, S. (2011) Rheumatoid arthritis disease
severity indices in administrative databases: a systematic review. J Rheumatol, 38,
2318–2325.
Vogt, M.T., Kwoh, C.K., Cope, D.K., Osial, T.A., Culyba, M., & Starz, T.W. (2005)
Analgesic usage for low back pain: impact on health care costs and service use. Spine,
30, 1075–1081.
Walker, B.F. (2000) The prevalence of low back pain: a systematic review of the literature
from 1966 to 1998. J Spinal Disord, 13, 205–217.
Walker, B.F., Muller, R., & Grant, W.D. (2003) Low back pain in Australian adults: the
economic burden. Asia Pac J Public Health, 15, 79–87.
Wasiak, R., Kim, J., & Pransky, G. (2006) Work disability and costs caused by recurrence
of low back pain: longer and more costly than in first episodes. Spine, 31, 219–225.
195
Wasiak, R., Pransky, G., Verma, S., & Webster, B. (2003) Recurrence of low back pain:
definition-sensitivity analysis using administrative data. Spine, 28, 2283–2291.
Waterman, B.R., Belmont, P.J.J., & Schoenfeld, A.J. (2012) Low back pain in the United
States: incidence and risk factors for presentation in the emergency setting. Spine J, 12,
63–70.
Watt-Watson, J., McGillion, M., Hunter, J., Choinière, M., Clark, A.J., Dewar, A.,
Johnston, C., Lynch, M., Morley-Forster, P., Moulin, D., Thie, N., Baeyer, von, C.L.,
& Webber, K. (2009) A survey of prelicensure pain curricula in health science faculties
in Canadian universities. Pain Res Manag, 14, 439–444.
Weiner, D., Pieper, C., McConnell, E., Martinez, S., & Keefe, F. (1996) Pain measurement
in elders with chronic low back pain: traditional and alternative approaches. Pain, 67,
461–467.
Wieser, S., Horisberger, B., Schmidhauser, S., Eisenring, C., Brügger, U., Ruckstuhl, A.,
Dietrich, J., Mannion, A.F., Elfering, A., Tamcan, O., & Müller, U. (2011) Cost of low
back pain in Switzerland in 2005. Eur J Health Econ, 12, 455–467.
Wijnhoven, H.A.H., de Vet, H.C.W., Smit, H.A., & Picavet, H.S.J. (2006) Hormonal and
reproductive factors are associated with chronic low back pain and chronic upper
extremity pain in women--the MORGEN study. Spine, 31, 1496–1502.
Wilchesky, M., Tamblyn, R.M., & Huang, A. (2004) Validation of diagnostic codes within
medical services claims. J Clin Epidemiol, 57, 131–141.
Yoo, I., Alafaireet, P., Marinov, M., Pena-Hernandez, K., Gopidi, R., Chang, J.-F., & Hua,
L. (2012) Data mining in healthcare and biomedicine: a survey of the literature. J Med
Syst, 36, 2431–2448.
Zitting, P., Rantakallio, P., & Vanharanta, H. (1998) Cumulative incidence of lumbar disc
diseases leading to hospitalization up to the age of 28 years. Spine, 23, 2337–43–
discussion2343–4.
Sites internet:
WHO - ICD classification: http://www.who.int/classifications/icd/en/
Accédé le 29 octobre 2013
ICIS - Spécificité CIM-10: http://www.cihi.ca/CIHI-extportal/internet/fr/document/standards+and+data+submission/standards/classification+and+c
oding/codingclass_icd10bene
Accédé le 29 octobre 2013
reMed (Réseau des Médicaments et Santé des Populations):
http://www.medpop.qc.ca/fr/remed.php
Accédé le 5 mai 2012
Régie de l'Assurance Maladie du Québec (RAMQ).
http://www.ramq.gouv.qc.ca/fr/donnees-statistiques/sur-demande/donneesregie/Pages/services-medicaux-remuneres-acte.aspx
Accédé le 15 novembre 2013
196
ANNEXE I. AUTORISATION DU COMITÉ D’ÉTHIQUE DE LA RECHERCHE EN SANTÉ SUR
L’HUMAIN DU CHUS
197
~--.
..
CHUS
_--_./'
COMITÉ D'ÉTHIQUE DE LA RECHERCHE
..
EN SANTÉ CHEZ L'HUMAIN
Centre hospitalier
universitaire de Sherbrooke
Le
10 janvier 2008
Dr Alain Vanasse
Groupe PRIMUS
CHUS - Fleurimont
OBJET:
Projet # 07-147
Atlas québécois de la douleur chronique.
Dr
Vanasse,
Le Comité d'éthique de la recherche en santé chez l'humain du Centre Hospitalier Universitaire de Sherbrooke a
évalué les aspects scientifique et éthique du protocole de recherche cité et, à ce titre, votre projet a été approuvé.
À cet effet, veuillez trouver ci-joint le formulaire d'approbation.
Espérant le tout à votre convenance,
.~J!~) A'
__
/~~
.
/7~
je vous prie d'agréer mes sentiments distingués .
__ -.
Jean-Patrice Baillargeon~M.D.
Vice-président du comité
Téléphone: 819346-1110,
postes 12856-13861-13870
Télécopieur:
819820-6498
Courrier électronique: [email protected]
Site WEB: www.crc.cnus.qc.ca
H6PITAL FLEURI MONT
3001, 12é Avenue Nord
Bureau Z5-3031
Fleurimont (Québec) J1 H 5N4
J.\t"t"t'(UtjJ.\
IIUN
t: 1 J.\ lit:;:,
1J.\ 1IUN
Comité d'éthique de la recherche en santé chez l'humain
Centre hospitalier universitaire de Sherbrooke et
de l'Université de Sherbrooke
du
APRIL Marie-Josée, Ph.D. éthicienne, Faculté de Médecine
BAILLARGEON, Jean-Patrice, M.D., service d'endocrinologie, CHUS, vice-président
BEAUPRÉ, Me Michèle, avocate, extérieur
BOLDUC, Brigitte, pharmacienne, CHUS
BOURGAULT, Patricia, Ph.D., infirmière, FMSS
BRISSON, Sophie, avocate, extérieur
CABANA, François, M.D., orthopédiste, CHUS
CHIANETTA, Jean-Marc, résident en psychiatrie, CHUS
CLOUTIER, Sylvie, pharmacienne, CHUS, vice-présidente
CLOUTIER, Yvan, éthicien, extérieur
DESROSIERS, Nicole, représentante du public
FROST, Eric, Ph.D., département de microbiologie, CHUS
GAGNÉ, Ginette, représentante du publique
GIRARDIN, Colette, M.D. département de pédiatrie, CHUS
LANGEVIN, Chantal, Infirmière, Cil-CHUS
LEBLOND, Julie, pharmacienne, CHUS
LETELLlER, Marc, Ph.D., département de biochimie, CHUS
NORMANDIN, Denyse, M.D., chirurgie cardiovasculaire pédiatrique, CHUS
PINEAUL T, Caroline, représentante du public
ROBERGE, Jean-Pierre, représentant du public
ROUSSEAU, Marie-Pierre, Pharmacienne, CHUS
TÉTRAUL T, Jean-Pierre, anesthésiologiste, CHUS, président
En raison de son implication dans le projet de recherche, la personne suivante, membre du comité d'éthique, n'a
pas participé à son évaluation ou à son approbation s/o
Approbation
demandée
par:
Dr Alain
Vanasse
Pour le projet # 07-147
Atlas québécois de la douleur chronique.
Approbation
donnée
~ Protocole complet:
par la vice-présidence
le 10 janvier
2008 pour
12 mois.
Version de novembre 2007
o Formulaire de consentement principal:
o Autre formulaire de consentement:
~ Questionnaire(s)
o Amendement
~ Autre:
: "L'ampleur du phénomène
#:.
de la douleur chronique"
Date amendement:
Lettre d'invitation aux participants
(v. du 9 janvier 2007)
Brochure IMonographie reçue pour évaluation:
En ce qui concerne l'essai clinique visé, à titre de représentant du Comité d'éthique de la recherche, je certifie que:
1. La composition de ce comité d'éthique satisfait aux exigences pertinentes prévues dans le titre 5 de la partie C du
Règlement sur les aliments et drogues.
2. Le comité d'éthique de la recherche exerce ses activités de manière conforme aux bonnes pratiques cliniques, et
3. Ce comité d'éthique a examiné et approuvé le formulaire de consentement et le protocole d'essai clinique qui sera
mené par le chercheur susmentionné, au lieu d'essai indiqué. L'approbation et les opinions du présent comité ont été
consignées par écrit.
11 janvier 2008
Signé par:
Date de la signature
APPROBATION
Comité d'éthique de la recherche en santé chez l'humain du
Centre hospitalier universitaire de Sherbrooke
Membres du Comité:
APRIL Marie-Josée, Ph.D. éthicienne, Faculté de Médecine
BEAUPRÉ, Me Michéle, avocate, extérieur
BOLDUC, Brigitte, pharmacienne, CHUS
BOURGAULT, Patricia, Ph. O., École des sciences infirmiéres, FMSS
BRISSON, Sophie, avocate, extérieur
CABANA, François, M.D., orthopédiste, CHUS
CLICHE, Jocelyne, représentante du public
CLOUTIER, Sylvie, pharmacienne, CHUS, vice-présidente
CLOUTIER, Yvan, éthicien, extérieur
DESROSIERS, Nicole, représentante du public
FROST, Eric, Ph.D., département de microbiologie, CHUS
GAGNÉ, Ginette, représentante du publique
GIRARDIN, Colette, M.D. département de pédiatrie, CHUS
LANGEVIN, Chantal, Infirmière, Cil-CHUS
LEBLOND, Julie, pharmacienne, CHUS
LETELLlER, Marc, Ph.D., département de biochimie, CHUS
ROBERGE, Jean-Pierre, représentant du public
ROUSSEAU, Marie-Pierre, Pharmacienne, CHUS
TÉTRAUL T, Jean-Pierre, anesthésiologiste, CHUS, président
En raison de son implication dans le projet de recherche, la personne suivante, membre du comité d'éthique, n'a pas
participé à son évaluation ou à son approbation:
S/O
Approbation demandée par:
Dr Alain Vanasse
Pour le projet # 07-147-R1
Atlas québécois de la douleur chronique.
Approbation donnée
par la présidence le 9 janvier 2009
o Protocole complet: Version de novembre 2007
o formulaire de consentement principal:
o Autre formulaire de consentement:
o Questionnaire(s) :
o Amendement # :
Date amendement:
~ Autre:
Renouvellement
pour
12 mois.
d'approbation jusqu'au 9 janvier 2010
En ce qui concerne l'essai clinique visé, à titre de représentant du Comité d'éthique de la recherche, je certifie que:
1. La composition de ce comité d'éthique satisfait aux exigences pertinentes prévues dans le titre 5 de la partie C du
Règlement sur les aliments et drogues.
2. Le comité d'éthique de la recherche exerce ses activités de manière conforme aux bonnes pratiques cliniques, et
3. Ce comité d'éthique a examiné et approuvé le formulaire de consentement et le protocole d'essai clinique qui sera
mené par le chercheur susmentionné, au lieu d'essai indiqué. L'approbation et les opinions du présent comité ont été
consignées par écrit.
Signé par:
9 janvier 2009
Jean-Pierre Tétrault, M.D.
Président du comité
Date de signature
APPROBATION
Comité d'éthique de la recherche en santé chez l'humain
Centre hospitalier universitaire de Sherbrooke
Membres du Comité:
du
ALLARD, Jacques, M.D. Médecine de famille
APRIL Marie-Josée, Ph.D. éthicienne, Faculté de Médecine, vice-présidente
BEAUPRÉ, Me Michèle, avocate, extérieur
BOLDUC, Brigitte, pharmacienne, CHUS
BRISSON, Sophie, avocate, extérieur
BRODEUR, Louise, représentante du public
CLICHE, Jocelyne, représentante du public
CLOUTIER, Sylvie, pharmacienne, CHUS
CLOUTIER, Yvan, éthicien, extérieur
CYR, Claude, M.D. pédiatre, CHUS
DESROSIERS, Nicole, représentante du public (membre substitut)
GAGNÉ, Ginette, représentante du publique
GRÉGOIRE, Nathalie, avocate, extérieur*
LEBLOND, Julie, pharmacienne, CHUS
ROBERGE, Jean-Pierre, représentant du public
ROUSSEAU, Marie-Pierre, Pharmacienne, CHUS
TÉTRAUL T, Jean-Pierre, anesthésiologiste, CHUS, président
En raison de son implication dans le projet de recherche, la personne suivante, membre du comité d'éthique, n'a pas
participé à son évaluation ou à son approbation:
S/O
Approbation
demandée
par:
Dr Alain Vanasse
Pour le projet # 07-147-R2
Atlas québécois de la douleur chronique.
Approbation
D
donnée
Protocole complet:
D formulaire
D Autre
par la vice-présidence
de consentement
2010
pour
12 mois.
principal:
formulaire de consentement:
D Questionnaire(s)
:
D Amendement # :
181 Autre:
le 8 janvier
Version de novembre 2007
Renouvellement
Date amendement:
d'approbation jusqu'au 8 janvier 2011
En ce qui concerne l'essai clinique visé, à titre de représentant du Comité d'éthique de la recherche, je certifie que:
1. La composition de ce comité d'éthique satisfait aux exigences pertinentes prévues dans le titre 5 de la partie C du
Règlement sur les aliments et drogues.
2. Le comité d'éthique de la recherche exerce ses activités de manière conforme aux bonnes pratiques cliniques, et
3. Ce comité d'éthique a examiné et approuvé le formulaire de consentement et le protocole d'essai clinique qui sera
mené par le chercheur susmentionné, au lieu d'essai indiqué. L'approbation et les opinions du présent comité ont été
consignées par écrit.
Signé par:
~
,II ~(
lt\t~
LJ)
Ph.D.
~ arie-J'osée'April,
, .
.,
Vice-presidente
du comite
8 janvier 2010
Date de signature
APPROBATION
Comité d'éthique de la recherche en santé chez l'humain du
Centre hospitalier universitaire de Sherbrooke
MEMBRES DU COMITÉ:
APRIL Marie-Josée, Ph.D. rep. en éthique, FMSS, v.-présidente
BERNIER, Louise, avocate, extérieur
BOUFFARD, Nicole, représentante scientifique, extérieur
BRISSON, Sophie, avocate, extérieur
BRODEUR, Louise, représentante du public
CHAÂLALA, Chiraz, MD, neurochirurgienne, CHUS
CLICHE, Jocelyne, représentante du public
CLOUTIER, Sylvie, pharmacienne, CHUS
CLOUTIER, Yvan, représentant en éthique, extérieur
COTÉ, Anne-Marie, MD, néphrologue, CHUS
CYR, Claude, MD, pédiatre, CHUS
GAGNÉ, Ginette, représentante du public
GRÉGOIRE, Nathalie, avocate, extérieur
JETTÉ, Sylvie, Ph.D., infirmière, FMSS
LEBLOND, Julie, pharmacienne, CHUS
MÉNARD, Julie, Ph.D. représentante scientifique, CRC
MONETTE, Marcelle, présidente,
PINERO-MEDINA, Francisco Jose, MD, psychiatre, CHUS
POIRIER, Marie-Sol, M.Sc (c), représentante en éthique
ROBERGE, Jean-Pierre, représentant du public
ROUSSEAU, Marie-Pierre, pharmacienne, CHUS
SAVARD, Anne-Marie, avocate, extérieur
En raison de son implication dans le projet de recherche, la personne suivante, membre du comité d'éthique, n'a pas
participé à son évaluation ou à son approbation:
8/0
Approbation demandée par:
Dr Alain Vanasse
Pour le projet # 07-147-R3
Atlas québécois de la douleur chronique.
Approbation donnée
par la présidence le 7 janvier 2011
o Protocole complet: Version de novembre 2007
o formulaire de consentement principal:
o Autre formulaire de consentement:
o Questionnaire(s) :
o Amendement # :
Date amendement:
~ Autre:
1
Renouvellement
pour
12 mois.
d'approbation jusqu'au 7 janvier 2012
En ce qui concerne l'essai clinique visé, à titre de représentant du Comité d'éthique de la recherche, je certifie que:
1. La composition de ce comité d'éthique satisfait aux exigences pertinentes prévues dans le titre 5 de la partie C du
Règlement sur les aliments et drogues.
.
..
2. Le comité d'éthique de la recherche exerce ses activités de manière conforme aux bonnes pratiques cliniques, et
3. Ce comité d'éthique a examiné et approuvé le formulaire de consentement et le protocole d'essai cliniqu~ qui sera
mené par le chercheur susmentionné, au lieu d'essai indiqué. L'approbation et les opinions du présent comité ont été
consignées par écrit.
Signé par:
~(~y cdQg.. ~~(/yv~;a;:.l...I.<::....Marcelle Monette, Ph.D.
Présidente du comité
_
7 janvier 2011
Date de signature
APPROBATION
Comité d'éthique de la recherche en santé chez l'humain du
Centre hospitalier universitaire de Sherbrooke
MEMBRES DU COMITÉ:
APRIL Marie-Josée, Ph.D. rep. éthique, FMSS, v.-présidente
BERNIER, Louise, LL.D. juriste, professeure, UdeS
BOUFFARD, Nicole, infirmière, rep. scientifique, v.-présidente
BRISSON, Sophie, LL.M. avocate, extérieur
BRODEUR, Louise, B.FA représentante du public
CHAÂLALA, Chiraz, M.D. neurochirurgie, CHUS
CISSÉ, Aboubacar, D.Sc. professeur, FMSS
CLICHE, Jocelyne, LL.M. représentante du public / droit
CLOUTIER, Sylvie, M.Sc. pharmacienne, CHUS
CLOUTIER, Yvan, Ph.D. représentant en éthique, extérieur
COTÉ, Anne-Marie, M.D. néphrologie, CHUS
CYR, Claude, M.D. pédiatrie, CHUS
DESPATIS, Marc-Antoine, M.D. chirurgie vasculaire, CHUS
GRÉGOIRE, Nathalie, LL.M. avocate, extérieur
JETTÉ, Sylvie, D. Sc. infirmière, professeure, FMSS
LEBLOND, Julie, M. Sc. pharmacienne, CHUS
MÉNARD, Julie, D. Sc. représentante scientifique, CRC
MaNETTE, Marcelle, Ph ..D. rep. éthique / scientifique, Présidente
NAUD, Marie-George, C.Ps. représentante du public
POIRIER, Marie-Sol, M.Sc (c), rep. éthique / scientifique
ROBERGE, Jean-Pierre, B.E.,représentant du public
ROUSSEAU, Marie-Pierre, M. Sc. pharmacienne, CHUS
SAVARD, Anne-Marie, LL.D. avocate, professeure, UdeS
VIGNEAULT, Raymonde, représentante du public
En raison de son implication dans le projet de recherche, la personne suivante, membre du comité d'éthique, n'a pas
participé à son évaluation ou à son approbation:
S/O
Approbation demandée par:
Dr Alain Vanasse
Pour le projet # 07-147-R4
Atlas québécois de la douleur chronique.
Approbation donnée
par la présidence
D Protocole
complet:
Version de novembre 2007
D formulaire
de consentement
D Autre
pour 12
mois
principal:
formulaire de consentement:
D Questionnaire(s)
:
D Amendement # :
~ Autre:
le 7 janvier 2012
Renouvellement
Date amendement:
d'approbation jusqu'au 7 janvier 2013
En ce qui concerne l'essai clinique visé, à titre de représentant du Comité d'éthique de la recherche, je certifie que:
1. La composition de ce comité d'éthique satisfait aux exigences pertinentes prévues dans le titre 5 de la partie C du
Règlement sur les aliments et drogues.
2. Le comité d'éthique de la recherche exerce ses activités de manière conforme aux bonnes pratiques cliniques, et
3. Ce comité d'éthique a examiné et approuvé le formulaire de consentement et le protocole d'essai clinique qui sera
mené par le chercheur susmentionné, au lieu d'essai indiqué. L'approbation et les opinions du présent comité ont été
consignées par écrit.
7 janvier 2012
Signé par:
Marcelle Monette, Ph.D.
Présidente du comité
Date de signature
APPROBATION
Comité d'éthique de la recherche en santé chez l'humain du
Centre hospitalier universitaire de Sherbrooke
MEMBRES DU COMITÉ:
BEAUCHAMP, René-Paul, M.D. interniste, CHUS
BERNIER, Louise, LL.D. juriste, professeure, UdeS
BOUFFARD, Nicole, infirmière, rep. scientifique, v.-présidente
BRISSON, Sophie, LL.M. avocate, extérieur
BRODEUR, Louise, B.FA représentante du public
CISSÉ, Aboubacar, D.Sc. professeur, FMSS
CLICHE, Jocelyne, LL.M. représentante du public 1 droit
CLOUTIER, Sylvie, M.Sc. pharmacienne, CHUS
CLOUTIER, Yvan, Ph.D. représentant en éthique, extérieur
CÔTÉ, Anne-Marie, M.D. néphrologie, CHUS
CUMYN, Annabelle, M.D. interniste, CHUS
CYR, Claude, M.D. pédiatrie, CHUS
DESPATIS, Marc-Antoine, M.D. chirurgie vasculaire, CHUS
ECHAVE, Pablo, M.D. anesthésiste, CHUS
FORTIN, Gilberte, Inf. représentante en éthique, extérieur
GRÉGOIRE, Nathalie, LL.M. avocate, extérieur
JETTÉ, Sylvie, D. Sc. infirmière, professeure, FMSS
LAUZIÈRE, Denise, avocate extérieure
LEBLOND, Julie, M. Sc. pharmacienne, CHUS
MÉNARD, Julie, Ph. D. représentante scientifique, CRC
MONETTE, Marcelle, Ph. D. rep. éthique 1 scientifique, Présidente
NAUD, Marie-George, C.Ps. représentante du public
POIRIER, Marie-Sol, M.Sc (c), rep. éthique 1 scientifique
ROBERGE, Jean-Pierre, B.E.,représentant du public
ROUSSEAU, Marie-Pierre, M. Sc. pharmacienne, CHUS
SAVARD, Anne-Marie, LL.D. avocate, professeure, UdeS
VERRET, Pascale, M.D. interniste CHUS
VIGNEAULT, Raymonde, représentante du public
En raison de son implication dans le projet de recherche, la personne suivante, membre du comité d'éthique, n'a pas
participé à son évaluation ou à son approbation:
S/O
Approbation demandée par:
Dr Alain Vanasse
Pour le projet # 07-147
Atlas québécois de la douleur chronique.
Approbation donnée
par la présidence
D Protocole
complet:
Version de novembre 2007
D formulaire
de consentement
D Autre
pour 12
mois
principal:
formulaire de consentement:
D Questionnaire(s)
:
D Amendement # :
~ Autre:
le 7 janvier 2013
Renouvellement
Date amendement:
d'approbation jusqu'au 7 janvier 2014
En ce qui concerne l'essai clinique visé, à titre de représentant du Comité d'éthique de la recherche, je certifie que:
1. La composition de ce comité d'éthique satisfait aux exigences pertinentes prévues dans le titre 5 de la partie C du
Règlement sur les aliments et drogues.
2. Le comité d'éthique de la recherche exerce ses activités de manière conforme aux bonnes pratiques cliniques, et
3. Ce comité d'éthique a examiné et approuvé le formulaire de consentement et le protocole d'essai clinique qui sera
mené par le chercheur susmentionné, au lieu d'essai indiqué. L'approbation et les opinions du présent comité ont été
consignées par écrit.
7 janvier 2013
Signé par:
Marcelle Monette, Ph.D.
Présidente du comité
Date de signature
ANNEXE II. AUTORISATION DE LA COMMISSION D’ACCÈS À L’INFORMATION DU QUÉBEC
204
205
Commission d'accès
à l'information
du Québec
Siège
Bureau de Montréal
Bureau 1.10
575, rue Saint-Amable
Québec (Québec) G1R 2G4
Téléphone: 418528-7741
Télécopieur: 418 529-3102
Bureau 18.200
500, boulevard René-Lévesque Ouest
Montréal (Québec) H2Z 1W7
Téléphone:
514873-4196
Télécopieur: 514844-6170
Sans frais:
1888528-7741
1
[email protected]
1
www.cai.gouv.qc.ca
Québec, le 27 septembre 2010
Docteur Alain Vanasse
Centre hospitalier universitaire de Sherbrooke
Groupe de recherche PRIMUS
3001, 12e Avenue Nord
Sherbrooke (Québec) J1H 5N4
N/Réf. : 09 03 Il
Docteur,
Nous avons bien reçu votre demande d'autorisation afin de recevoir communication de
renseignements personnels de la Régie de l'assurance maladie du Québec (RAMQ) ainsi
que du ministère de la Santé et des Services sociaux du Québec (MSSS), par l'entremise
de son mandataire la RAMQ, dans le cadre de votre projet de recherche intitulé: « Atlas
québécois de la douleur chronique non cancéreuse (DCNC) ».
À cet effet, nous comprenons que votre étude vise à produire un atlas québécois de la
douleur chronique chez les sujets âgés de 18 ans et plus afin de pouvoir comparer la
prévalence, l'incidence, l'utilisation des services de santé et les mesures de pronostic de
quatre entités diagnostiques de DCNC soit la migraine, la fibromyalgie, le mal de dos et
la douleur articulaire (polyarthrite rhumatoïde, arthrose ou rhumatisme) chez différents
groupes d'individus selon:
leur territoire de résidence (les 18 territoires de l'agence de développement des
réseaux locaux de services de la santé et de services sociaux et la proximité des
milieux de soins spécialisés);
leur milieu de vie (rural, semi-urbain ou urbain);
les zones de défavorisation matérielle et sociale.
Ainsi, pour réaliser cette étude dont le produit final sera la production d'un atlas interactif
accessible par le Web via un système d'information spatio-temporel (SIST) sécurisé,
vous travaillerez en collaboration avec plusieurs chercheurs avec le support du
Programme ACCORD (application concertée des connaissances et ressources en
douleur), lequel s'arrime à la création du «Réseau québécois de recherche sur la
2
douleur» ainsi qu'à la récente mise en place du « Programme national d'évaluation, de
traitement et de gestion de la douleur» du MSSS.
Après étude de cette demande et conformément à l'article 125 de la Loi sur l'accès aux
documents des organismes publics et sur la protection des renseignements personnels
(L.R.Q., c. A-2.I), la Commission vous autorise à recevoir communication des
renseignements personnels de la RAMQ et du MSSS, par l'entremise de son mandataire
la RAMQ, pour environ 1,6 millions de québécois âgés de 18 ans et plus ayant eu au
moins trois diagnostics identiques sur une période de 365 jours pour l'une des quatre
entités diagnostiques de DCNC ou ayant eu au moins un séjour hospitalier avec au moins
un des quatre diagnostics, entre le I'" janvier 1999 et le 31 décembre 2008, tel que
décrit en annexe. Pour ces sujets, la période d'extraction des renseignements
s'échelonnera du 1erjanvier 1996 au 31 décembre 2008.
Cette autorisation est cependant assortie des conditions suivantes que vous devez respecter:
vous devez assurer la confidentialité des renseignements
recevrez;
personnels que vous
vous devez faire signer un engagement à la confidentialité aux membres de
l'équipe de recherche qui n'ont pas signé le formulaire de demande d'autorisation
et à toute autre personne qui pourrait s'y joindre;
vous devez faire signer un engagement à la confidentialité à tous les utilisateurs
du SIST et conserver une liste à jour de ces utilisateurs pour consultation par la
RAMQ, le MSSS ou la CAl, le cas échéant;
vous devez utiliser les renseignements reçus aux seules fins de cette étude;
via le SIST ou dans vos rapports et publications, vous ne devez pas publier de
renseignement permettant d'identifier une personne physique;
vous devez utiliser les renseignements personnels de manière à assurer le respect
des sous-populations identifiées;
vous ne devez pas communiquer un renseignement reçu à d'autres personnes que
celles qui sont autorisées à le recevoir dans le cadre de cette recherche;
l'ensemble des renseignements personnels reçus de la RAMQ et du MSSS, via
son mandataire la RAMQ, devra être détruit au plus tard le 30 septembre 2015.
Outre la présente autorisation ainsi que le soutien que vous avez reçu pour la réalisation
de votre recherche de la part du responsable ministériel du dossier de la gestion de la
douleur chronique au MSSS, le Dr Louis Dufresne, la Commission vous rappelle que la
3
décision de vous communiquer les renseignements personnels demandés relève de la
compétence de la RAMQ et du MSSS qui les détiennent légalement.
Veuillez agréer, Docteur, l'expression de nos sentiments les meilleurs.
Le secrétaire général,
JSD/LRllp
c.c. Me André Rochon, RAMQ
MmeJoanne Gaumond, RAMQ
MmeLatifa Elfassihi, MSSS
M. Claude Larnarre, MSSS
Me Naomi Ayotte, MSSS
MmeLine Jobin, MSSS
Dr Louis Dufresne, MSSS
Annexe
Renseignements demandés à la RAMQ et au MSSS, via son mandataire la RAMQ, pour
la réalisation de l'étude du Dr Alain Vanasse (09 03 Il). Les sujets seront sélectionnés
selon des critères suivants:
sujets québécois âgés de 18 ans et plus au moment du premier service à
l'acte ou au moment du départ du séjour hospitalier;
personne ayant eu au moins trois diagnostics identiques sur une période
de 365 jours pour l'une des quatre entités diagnostiques de DCNC au
Québec (migraine, fibromyalgie, mal de dos et douleur articulaire) ou
personne ayant eu au moins un séjour hospitalier avec au moins un des
quatre diagnostics et une date de départ comprise dans la période à l'étude,
soit du t" janvier 1999 et le 31 décembre 2008;
possède un numéro d'assurance maladie (NAM) existant et valide;
personne toujours vivante au 1erjanvier 1999.
Période d'extraction des renseignements:
1er janvier 1996 au 31 décembre 2008.
1- Fichiers de la RAMQ
Fichier « Information
sur la personne assurée»
Numéro banalisé de l'individu
Année et mois de naissance (AAAA-MM)
Sexe du bénéficiaire
Date de décès (AAAA-MM) si comprise dans la période d'extraction des
données
Fichier « Territoire de CLSC de résidence personne assurée»
Numéro banalisé de l'individu
Territoire CLSC
Code postal à 3 positions
Fichier « Aire de diffusion »
Numéro banalisé de l'individu
Code postal à 3 positions
Aire de diffusion 1
1 Le calcul des aires de diffusion sera effectué par la RAMQ à l'aide d'un fichier de conversion des codes
postaux fourni par le chercheur. Le fichier du chercheur comprendra les aires de diffusion en fonction des
codes postaux à six positions. L'aire de diffusion comprend entre l et 850 codes postaux.
----
-
2
Fichier « Indice de défavorisation - Personne assurée»
Numéro banalisé de l'individu
Code postal à 3 positions
Quintile des composantes matérielle
Quintile des composantes sociale
Centile des composantes matérielle
Centile des composantes sociale
Base
Groupe
Fichier « Périodes d'admissibilité - Assurance médicaments
JJ
Numéro banalisé de l'individu
Code programme médicament
Code de plan
Date début admissibilité (AAAA-MM)
Date fin admissibilité (AAAA-MM)
Fichier « Services pharmaceutiques»
Numéro banalisé de l'individu
Code programme médicament
Code de plan
Date du service
CodeDIN
Classe AHF
Code de dénomination commune
Code de forme
Code teneur
Code de nature d'expression d'ordonnance
Durée du traitement
Quantité du médicament
Classe du prescripteur
Numéro banalisé du prescripteur
Fichier des services médicaux
Numéro banalisé de l'individu
Classe du professionnel
Numéro banalisé du professionnel
Code d'entente de facturation de la demande de paiement
Code d'acte
Rôle dans l'exécution de l'acte
Date du service (AAAA-MM-JJ)
Code de diagnostic
Type de l'établissement (codé à 3 positions)
3
Numéro établissement banalisé
Région du lieu de dispensation
Territoire CLSC du lieu de dispensation
Fichier « Information
sur les professionnels»
Classe du professionnel
Numéro banalisé du professionnel
Spécialité du professionnel
Période d'obtention du diplôme (plages d'années
RAMQ)
2- Fichiers du MSSS, via son mandataire la RAMQ
Fichier « Séjours hospitaliers»
( Med-Écho)
Numéro séquentiel banalisé séjour hospitalier
Numéro banalisé de l'individu
Numéro banalisé de l'établissement
Région socio-sanitaire de l'établissement
Date d'admission (AAAA-MM-JJ)
Date de départ (AAAA-MM-JJ)
Type de soins
Type d'admission
Numéro banalisé de l'établissement MSSS provenance
Type lieu provenance
Date arrivée urgence (AAA-MM-JJ)
Nombre jours séjour hospitalier
Numéro banalisé établissement MSSS destination
Type lieu destination
Fichier «Séjours
hospitaliers - Diagnostics»
Numéro séquentiel banalisé séjour hospitalier
Numéro banalisé de l'individu
Type diagnostic
Numéro séquentiel diagnostic
Numéro séquentiel du système de classification
Code de diagnostic médical clinique
Code caractéristique diagnostic
déterminée
par la