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Résultats
La prévalence globale du diabète de type 2, estimée à 6,4 % en 20101, s’approchera, selon les prévisions, de 8 % d’ici 2030. L’accroissement de la prévalence est attribué, en grande partie, au vieillissement de la population et à la hausse des taux d’embonpoint, d’obésité et d’inactivité physique2,3. Des études ont également montré que les courbes de prévalence du diabète de type 2 dépendent fortement du statut socioéconomique (SSE), particulièrement chez les femmes4-8. Des données américaines donnent à penser que la différence de prévalence du diabète selon le SSE s’est accentuée au cours du temps9.
Le rôle du statut socioéconomique (SSE) dans l’incidence du diabète de type 2, c’est‑à‑dire la manifestation de nouveaux cas, est moins bien connu. Un faible SSE, mesuré par le niveau de revenu ou de scolarité, peut influer sur le risque de diabète de type 2 par de plus hauts niveaux d’obésité et d’inactivité physique ou de façon indépendante de ces facteurs. Les associations entre le SSE et l’incidence du diabète ont été évaluées en incluant et en excluant les corrections pour l’obésité et l’activité physique afin de clarifier cette situation. Un des avantages de l’étude des associations du SSE avec l’incidence du diabète plutôt que sa prévalence est la clarification de la séquence temporelle de toute association (c.-à-d. le faible revenu menant au diabète comparativement au diabète réduisant la participation au marché du travail)10.
Le présent article décrit les résultats d’une analyse longitudinale portant sur 14 années concernant la relation entre l’incidence du diabète de type 2 et le revenu du ménage ainsi que le niveau de scolarité individuel. Il porte aussi sur les facteurs démographiques et comportementaux qui pourraient jouer le rôle de médiateurs dans cette relation.
Données et méthodes
Source des données
Les données de la présente analyse proviennent des huit premiers cycles (de 1994‑1995 à 2008‑2009) de l’Enquête nationale sur la santé de la population (ENSP) qui est réalisée tous les deux ans. La composante des ménages de l’enquête couvre la population à domicile des dix provinces en 1994‑1995. Elle exclut les répondants des réserves indiennes, des territoires, des bases des Forces canadiennes et de certaines régions éloignées.
Parmi les 20 095 personnes choisies pour faire partie du panel longitudinal en 1994‑1995, 17 276 ont accepté de participer, ce qui représente un taux de réponse de 83,6 %. Sur la base de ces 17 276 participants, les taux de réponse aux cycles subséquents étaient de 92,8 % en 1996‑1997, 88,2 % en 1998‑1999, 84,9 % en 2000‑2001; 80,8 % en 2002‑2003, 77,6 % en 2004‑2005, 77,2 % en 2006‑2007 et 70,7 % en 2008‑2009.
La présente analyse porte sur les données du fichier longitudinal « carré » du cycle 8 (2008‑2009), qui contient les enregistrements pour tous les membres du panel original, que l’information à leur sujet ait été recueillie ou non lors de chaque cycle subséquent. Le plan de sondage, l’échantillon et les méthodes d’interview sont décrits plus en détail dans des rapports publiés antérieurement11,12.
Échantillon étudié
Des 17 276 participants à l’ENSP en 1994‑1995, 482 d’entre eux n’avaient pas répondu entièrement au questionnaire pour cette année-là, 3 117 avaient moins de 18 ans et 559 avaient déclaré un diagnostic de diabète; ils ont été exclus de l’échantillon de l’étude (figure 1). En outre, 782 personnes ont été exclues parce que leurs réponses manquaient à tous les cycles qui ont suivi le premier. Les nouveaux cas de diabète de type 2 survenus entre 1994‑1995 et 2000‑2001 (déterminés en se basant sur les réponses à l’entrevue de 2000‑2001 et en appliquant un algorithme13) ont donné lieu à l’exclusion de trois participants de moins de 30 ans ayant déclaré avoir commencé à prendre de l’insuline dans les six mois après le diagnostic. Quatre personnes qui ont d’abord déclaré avoir reçu un diagnostic de diabète pendant leur grossesse, mais qui ont également déclaré avoir reçu le diagnostic de diabète à un autre moment ont été incluses. L’échantillon final de l’étude comprenait 12 333 personnes (6 786 femmes et 5 547 hommes).
Figure 1
Définition de l’échantillon étudié
Définitions
Diabète
Dans l’Enquête nationale sur la santé de la population (ENSP), la prévalence des problèmes de santé chroniques incluant le diabète est basée sur l’autodéclaration des maladies diagnostiquées. On a posé aux participants à l’enquête des questions sur les « problèmes de santé de longue durée qui avaient duré, ou qui devaient durer, au moins six mois et qui avaient été diagnostiqués par un professionnel de la santé ». Le questionnaire de l’ENSP comportait une liste de problèmes de santé, dont le diabète. Les cas de décès dû au diabète ont été déterminés d’après les codes E10 à E14 de la dixième édition de la Classification internationale des maladies (CIM‑10).
Statut socioéconomique
Le statut socioéconomique (SSE) a été calculé approximativement au moyen de deux mesures indirectes : le revenu du ménage et le niveau de scolarité individuel. Chaque mesure a été évaluée séparément, car la possibilité d’une causalité inverse est plus importante pour le revenu que pour le niveau de scolarité (c.‑à‑d. que la manifestation du diabète réduit le revenu). En outre, bien que ces variables soient corrélées, leur relation avec le diabète de type 2 est susceptible de différer. Le revenu du ménage peut influer sur le risque par ses répercussions sur l’accès aux ressources matérielles permettant d’améliorer la santé, tandis que le niveau de scolarité pourrait influencer le savoir concernant la santé et les comportements qui affectent cette dernière.
Le revenu du ménage est basé sur le revenu total autodéclaré du ménage provenant de toutes les sources au cours des 12 mois précédents. On a calculé le ratio du revenu total du ménage au seuil de faible revenu correspondant au nombre de personnes vivant dans le ménage et à la taille de la collectivité. Puis, chaque ratio a été divisé par le ratio le plus élevé pour l’ensemble des participants à l’ENSP. Ces ratios corrigés ont été regroupés en déciles, qui ont été fusionnés en cinq catégories, à savoir revenu inférieur (déciles 1 et 2), moyen‑inférieur (déciles 3 et 4), moyen (déciles 5 et 6), moyen‑supérieur (déciles 7 et 8) et supérieur (déciles 9 et 10). Plus de renseignements sur la variable du revenu peuvent être consultés dans la documentation sur les variables dérivées de l’ENSP à l’adresse /cgi-bin/imdb/p2SV_f.pl?Function=getSurvey&SDDS=3225&lang=en&db=imdb&adm=8&dis=2.
Le niveau de scolarité s’entend du niveau le plus élevé atteint par le participant à l’enquête au cours de la période de référence complète de l’étude : diplôme d’études postsecondaires, études postsecondaires partielles; diplôme d’études secondaires ou études secondaires partielles.
Covariables
L’âge en 1994‑1995 est mesuré comme une variable continue et les valeurs sont limitées à 18 ans et plus.
Le contexte ethnoculturel est basé sur la question : « Comment décririez‑vous, au mieux de vos connaissances, votre race ou votre couleur? » Les participants à l’enquête ont été regroupés en trois catégories : Blanc ou blanche, Autochtone ou Asiatique du Sud/Sud‑Est, et autre (englobe la catégorie races multiples).
L’indice de masse corporelle (IMC) en 1994‑1995 a été calculé en divisant le poids autodéclaré exprimé en kilogrammes par le carré de la taille autodéclarée exprimée en mètres. Les catégories d’IMC sont : poids insuffisant ou acceptable (IMC inférieur à 25,0 kg/m2) et embonpoint ou obésité (25,0 kg/m2 et plus).
Le nombre de facteurs de risque comportementaux secondaires en 1994‑1995 est basé sur le fait que les participants à l’enquête ont déclaré une consommation excessive d’alcool (15 verres ou plus au cours de la semaine qui a précédé l’entrevue pour les hommes; 10 ou plus pour les femmes), qu’ils fumaient quotidiennement ou qu’ils étaient physiquement inactifs durant leurs loisirs (basé sur la moyenne de la dépense énergétique quotidienne attribuable aux activités de loisir au cours des trois mois qui ont précédé l’entrevue).
Analyse statistique
La modélisation des risques proportionnels de Cox a été utilisée pour déterminer les variables associées à un accroissement ou à une diminution du risque de recevoir un diagnostic de diabète ou de mourir du diabète au cours du suivi. Cette technique permet d’étudier les relations entre les caractéristiques individuelles et un résultat particulier quand ce résultat peut avoir lieu au cours d’une période donnée. La méthode tient compte de la possibilité que les participants à l’enquête ne développent pas de diabète ou ne soient pas emportés par celui‑ci durant la période étudiée et minimise le biais associé à l’érosion de l’échantillon.
L’analyse est limitée aux personnes qui avaient 18 ans et plus au moment du premier cycle (1994‑1995). Puisque la prévalence du diabète et les caractéristiques associées à ce dernier peuvent différer chez les hommes et chez les femmes4,5,8,14-18, des analyses ont été effectuées pour les deux sexes, ainsi que pour chaque sexe.
Le fait qu’un participant à l’enquête déclare un diagnostic de diabète ou qu’il meure du diabète après 1994‑1995 a été considéré comme un événement, étant donné que la manifestation du diabète, qui est un processus continu, n’a été mesurée qu’à un intervalle discret de deux ans, de nombreuses transitions vers un événement de diabète ont été enregistrées simultanément — après 2, 4, 6, 8, 10, 12 ou 14 ans — alors qu’elles auraient pu avoir lieu à n’importe quel moment entre les entrevues. Donc, le modèle avec fonction de lien log‑log complémentaire a été utilisé19.
Si les renseignements autodéclarés sur le diabète manquaient pour un ou plusieurs cycles de l’enquête, mais que des valeurs étaient disponibles pour des cycles subséquents, les cas ont été retenus. Cela crée des intervalles de durée variable entre les observations. Pour tenir compte du fait que plus l’intervalle était long, plus une personne était susceptible de manifester du diabète, la valeur de la longueur de l’intervalle, ainsi que le carré de cette longueur, ont été entrés comme variables indépendantes dans le modèle.
Une réponse imputée égale à « non » pour la question sur le diabète a été utilisée si une réponse manquante était précédée et suivie d’une réponse « non » aux cycles précédent et subséquent. Parmi les 12 333 participants, 1 928 (15,6 %) présentaient une réponse imputée de « non » à un ou plusieurs cycles de l’enquête.
Pour les deux sexes ainsi que pour chaque sexe, trois modèles ont été appliqués séparément pour le revenu du ménage et pour le niveau de scolarité. Le premier modèle a été corrigé pour tenir compte du revenu ou du niveau de scolarité, ainsi que des durées variables entre les observations. Le deuxième a été corrigé pour tenir compte de ces variables et de l’âge. Le troisième modèle a été corrigé pour tenir compte de ces variables et du contexte ethnoculturel, de l’IMC et du nombre de facteurs de risque comportementaux secondaires.
Toutes les analyses ont été pondérées en utilisant les poids longitudinaux construits pour qu’ils soient représentatifs de la population totale en 1994. La méthode du bootstrap a été utilisée pour tenir compte du plan de sondage complexe dans le calcul des intervalles de confiance et dans l’évaluation de la signification statistique20-22. Le seuil de signification a été fixé à p < 0,05.
Résultats
Caractéristiques des répondants
Un total de 12 333 personnes de 18 ans et plus ont été suivies de 1994‑1995 à 2008‑2009. Durant cette période, 877 d’entre elles (représentant environ 1,2 million de personnes) ont reçu un diagnostic de diabète ou sont décédées du diabète (tableau 1). Le taux global d’incidence du diabète de type 2 sur 14 ans était un peu plus élevé pour les hommes (7,2 %) que pour les femmes (6,3 %), un écart qui n’est pas statistiquement significatif.
Tableau 1Peu de participants à l’enquête sont décédés du diabète, soit 23 en tout (12 hommes et 11 femmes). La moitié de ces 23 personnes ont déclaré un diagnostic de diabète avant leur décès, de sorte que les nouveaux cas de diabète correspondant à des cas de décès se limitent à 6 hommes (1,5 % de 407 événements) et 6 femmes (1,3 % de 469 événements) (données non présentées).
Les hommes présents dans l’échantillon étaient plus susceptibles que les femmes de vivre dans les ménages ayant les revenus les plus élevés et de posséder un diplôme d’études postsecondaires (annexe, tableau A). Ils étaient également plus susceptibles que les femmes de faire de l’embonpoint ou d’être obèses et de déclarer deux ou trois des facteurs de risque comportementaux secondaires examinés dans la présente étude (consommation excessive d’alcool, tabagisme, inactivité physique).
Revenu du ménage
Un risque accru d’incidence du diabète de type 2 persiste dans les modèles pour les deux sexes parmi les personnes vivant dans les ménages ayant le revenu le plus faible (rapport des risques proportionnels de 1,6; intervalle de confiance (IC) de 1,1 à 2,3), comparativement à celles vivant dans les ménages les plus nantis. Pour les personnes vivant dans les ménages de la catégorie de revenu moyen‑inférieur (rapport des risques proportionnels de 1,4; IC de 1,0 à 1,9), une modeste association est observée (tableau 2). L’ampleur des associations a peu changé avec les corrections. D’autres associations d’importance en lien avec le diabète étaient le contexte ethnoculturel (Autochtone ou Asiatique du Sud/Sud‑Est), l’embonpoint ou l’obésité, et le nombre de facteurs de risque comportementaux secondaires (annexe, tableau B).
Tableau B Rapports des risques proportionnels corrigés reliant le revenu du ménage et certaines caractéristiques au diagnostic de diabète ou au décès dû au diabète entre 1996-1997 et 2008-2009, selon le sexe, population à domicile de 18 ans et plus et non diabétique en 1994-1995, Canada, territoires non compris
Chez les hommes, un accroissement régulier des rapports des risques était présent parallèlement à la diminution du revenu du ménage dans tous les modèles; d’ailleurs, les associations entre le revenu du ménage et l’incidence du diabète de type 2 étaient similaires dans les modèles corrigés et non corrigés. D’autres associations de cette incidence chez les hommes étaient reliées à l’embonpoint ou à l’obésité (rapport des risques proportionnels de 3,2; IC de 2,3 à 4,7) et au nombre de facteurs comportementaux secondaires déclarés.
Chez les femmes, les associations entre le revenu du ménage et l’incidence du diabète étaient évidentes dans les modèles corrigés et non corrigés, mais en comparaison avec les hommes, les rapports des risques proportionnels non corrigés n’étaient pas significativement plus élevés que les modèles corrigés. Par exemple, le rapport des risques proportionnels non corrigé en comparaison avec le plus faible revenu du ménage et celui le plus élevé pour les femmes était de 2,4, il diminuait à 1,9 avec la correction pour l’âge et à 1,7 avec toutes les corrections.
Niveau de scolarité individuel
Chez les deux sexes, aucune association importante entre l’incidence du diabète de type 2 et le faible niveau de scolarité n’a persisté après la correction pour tenir compte des caractéristiques démographiques et des facteurs comportementaux (tableau 2). L’analyse selon le sexe montre que, chez les hommes, l’association entre un faible niveau de scolarité et l’incidence du diabète de type 2 était entièrement expliquée par l’âge, l’embonpoint ou l’obésité (rapports des risques proportionnels de 3,2; IC de 2,1 à 4,8) et les facteurs comportementaux (rapports des risques proportionnels de 1,7 et de 1,5 pour la déclaration d’un, ou de 2 ou 3 facteurs comportementaux secondaires, respectivement) (annexe, tableau C). Chez les femmes, une modeste association avec la possession d’un diplôme d’études secondaires plutôt qu’un diplôme d’études postsecondaires persiste, bien que le contexte ethnoculturel autochtone ou asiatique du Sud/Sud‑Est soit un médiateur important (rapport des risques proportionnels de 3,3; IC de 1,8 à 5,9), de même que l’embonpoint ou l’obésité (rapport des risques proportionnels de 4,1; IC de 2,9 à 5,7).
Discussion
Comparativement avec les individus ayant le plus haut revenu, une association persistante existait dans l’ensemble entre le faible revenu du ménage et l’incidence du diabète de type 2 dans les modèles complètement corrigés. L’ordre de grandeur des associations entre le revenu et l’incidence du diabète semblait être comparable chez les membres des deux sexes dans les modèles complètement corrigés, mais plus élevé pour les femmes des modèles non corrigés, suggérant que l’âge et d’autres variables pourraient expliquer en partie les associations entre l’incidence du diabète et le faible revenu pour les femmes.
Alors que l’incidence du diabète de type 2 est inversement associée au niveau de scolarité dans les analyses non corrigées, la relation ne persiste que chez les hommes titulaires d’un diplôme d’études secondaires comparativement à ceux titulaires d’un diplôme d’études postsecondaires dans les analyses multivariées. Le risque associé à un faible niveau de scolarité a pour médiateur l’embonpoint ou l’obésité et le contexte ethnoculturel autochtone ou asiatique du Sud/Sud‑Est.
Les résultats de la présente analyse diffèrent un peu de ceux d’études comparables menées aux États‑Unis. Dans une étude de la relation entre le statut socioéconomique (SSE) et l’incidence du diabète de type 2 sur 34 ans auprès d’un échantillon de plus de 6 000 résidents du comté d’Alameda, en Californie, Maty et coll.23 ont constaté que le risque excédentaire associé au niveau de revenu et au niveau de scolarité était expliqué en grande partie par d’autres facteurs, en particulier l’obésité. Robbins et coll.4 ont examiné la relation entre trois mesures du SSE (revenu, niveau de scolarité, profession) et le risque de diabète chez plus de 11 000 participants à l’étude nationale de suivi épidémiologique de la National Health and Nutrition Examination Survey (NHANES1). Ils ont découvert que les facteurs médiateurs éliminaient pratiquement le risque associé au revenu et au niveau de scolarité chez les femmes (quoiqu’un risque prononcé persistait pour la situation professionnelle), tandis que chez les hommes, les risques associés au revenu et au niveau de scolarité n’étaient pas atténués appréciablement par les facteurs médiateurs. Dans la Whitehall II Study réalisée auprès de fonctionnaires britanniques, les mesures du SSE ont été reliées à l’incidence du diabète de type 2 uniquement chez les hommes. Cependant, l’échantillon contenait deux fois plus d’hommes que de femmes et n’avait vraisemblablement pas suffisamment de puissance pour détecter la relation entre le SSE et le risque de diabète de type 2 chez ces dernières24.
Les résultats de la présente étude appuient la conclusion selon laquelle l’association inverse entre la prévalencedu diabète et le SSE, plus cohérente chez les femmes que chez les hommes au Canada8, n’est probablement pas sous‑tendue par un effet causal inverse (diabète affectant le revenu par la voie de l’incapacité à travailler) ou par la survie plus longue des diabétiques plus riches ou ayant un niveau d’études plus élevé.
Limites
On a demandé aux participants à l’Enquête nationale sur la santé de la population (ENSP) s’ils faisaient du « diabète », mais aucun renseignement n’a été recueilli au sujet du type particulier de diabète. Cette limite n’est toutefois pas importante, car environ 95 % des cas de diabète sont de type 213.
On ne connaît pas la mesure dans laquelle les nombres de diagnostics autodéclarés de problèmes de santé chroniques incluant le diabète sont inexacts à cause d’erreurs de déclaration. Si les personnes ayant un faible niveau de revenu ou de scolarité étaient moins susceptibles que les autres de déclarer qu’un professionnel de la santé avait émis un diagnostic de diabète à leur endroit, la force de l’association entre les variables du SSE et l’incidence du diabète de type 2 est sous‑estimée. Toutefois, l’ajustement des modèles pour tenir compte du fait d’« avoir un médecin de famille régulier » pour la période repère n’a pas modifié la relation (données non présentées).
Si certaines personnes qui n’ont pas déclaré faire du diabète étaient effectivement atteintes, l’incidence serait sous‑estimée. La présence de personnes souffrant de diabète non diagnostiqué dans le groupe de référence « pas de diabète » affaiblirait, dans les modèles, les associations entre les facteurs de risque et l’incidence du diabète. Toutefois, si les cas de diabète non diagnostiqués demeurent un important problème de santé publique en Amérique du Nord25,26, ils sont moins fréquents aujourd’hui qu’il y a plusieurs décennies9.
Ce ne sont pas tous les facteurs que l’on sait être associés à l’incidence du diabète qui ont pu être examinés dans la présente étude. Par exemple, des données sur le régime alimentaire ou des mesures biologiques, telles que la glycémie, ne sont pas recueillies dans le cadre de l’ENSP. Les antécédents familiaux de diabète n’ont pas été utilisés, parce que ces données n’ont été recueillies qu’au cycle 3 (1998‑1999).
L’indice de masse corporelle (IMC) a été calculé en se basant sur le poids et la taille autodéclarés, qui ont tendance à produire des estimations plus faibles de la prévalence de l’obésité que le poids et la taille mesurés27. La présente étude pourrait donc sous‑estimer l’association entre l’obésité et l’incidence du diabète de type 2.
Conclusion
Une association claire existe entre le faible revenu du ménage et l’incidence du diabète. Le faible revenu du ménage était associé avec la manifestation du diabète de type 2 chez les femmes au Canada, quoique la relation soit atténuée par l’embonpoint ou l’obésité et le contexte ethnoculturel autochtone ou asiatique du Sud/Sud‑Est.
L’association inverse entre le niveau de scolarité et l’incidence du diabète de type 2 dans les analyses non corrigées ne persiste dans les analyses multivariées que pour les femmes. Par contre, une fois de plus, la relation diminuait lors de la correction selon le contexte culturel et l’obésité ou l’embonpoint.
L’atténuation de l’association entre la manifestation du diabète de type 2 auprès des femmes et l’embonpoint ou l’obésité ainsi que l’appartenance à deux groupes ethniques (Autochtones et Asiatiques du Sud/Sud‑Est) laisse entendre qu’il faudrait élaborer des stratégies de prévention plus ciblées.
