Rapports sur la santé
Risque nutritionnel, hospitalisation et mortalité chez les Canadiens âgés de 65 ans et plus vivant dans la collectivité

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Le vieillissement peut poser des défis en matière d’alimentation. Les problèmes de santé chroniques et les médicaments utilisés pour les soigner peuvent interférer avec l’appétit des personnes âgées^{Note 1}, leur goût, leur plaisir de manger^{Note 2}et leur capacité à absorber les nutriments^{Note 3Note 4}.La réduction de la mobilité et de la dextérité, la santé déclinante et le manque de moyen de transport peuvent constituer des obstacles à l’achat et à la préparation de nourriture^{Note 5}. Une mauvaise hygiène buccodentaire peut aussi nuire à l’alimentation^{Note 6}.Certaines personnes âgées vivent dans des « déserts alimentaires » où l’on ne trouve pas de supermarchés, mais des dépanneurs et des restaurants-minute offrant des choix de repas à « calories vides^{Note 7Note 8}». Les changements dans les modalités de vie liés au décès du conjoint ou de la conjointe peuvent influencer l’alimentation des personnes âgées qui doivent faire face à la solitude et s’organiser afin de cuisiner pour une seule personne.

L’un des paradoxes du vieillissement est que les besoins en apport calorique diminuent, mais pas les besoins en apport nutritionnel^{Note 9}. Il est important d’identifier les personnes qui sont les plus susceptibles d’être à risque de dénutrition et qui, si l’on n’intervient pas, pourraient souffrir de malnutrition, devenir fragiles et être sujettes aux conséquences d’une mauvaise santé, comme des limitations fonctionnelles, une mauvaise qualité de vie, de longs et fréquents séjours à l’hôpital et un décès prématuré^{Note 10Note 11Note 12Note 13Note 14Note 15Note 16Note 17}.

Le risque nutritionnel augmente avec l’âge^{Note 18}. Comme la population canadienne vieillit, la prévalence du risque nutritionnel et les problèmes de santé qui y sont associés pourraient devenir plus courants. Des études antérieures ont porté sur les associations entre le risque nutritionnel, l’hospitalisation^{Note 19Note 20Note 21} et la mortalité^{Note 10Note 16Note 19Note 22Note 23Note 24Note 25Note 26Note 27Note 28Note 29}, mais les analyses étaient limitées en raison des petits échantillons de personnes examinés, du manque de représentativité ou des sous-populations restreintes.

Les récents couplages établis entre les données des enquêtes sur la santé de la population canadienne et les données sur les hospitalisations et les taux de mortalité offrent la possibilité d’étudier un plus large éventail de facteurs de risque associés à l’hospitalisation en soins de courte durée et aux décès qu’avec l’analyse des données administratives seules. La présente étude examine les hospitalisations et les décès associés à l’état de risque nutritionnel en s’appuyant sur des données recueillies auprès d’un grand échantillon de personnes âgées de 65 ans et plus vivant dans la collectivité, qui proviennent de l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes – Vieillissement en santé (ESCC-VS) de 2008-2009. Les prévisions en matière d’hospitalisation et de décès ont été réalisées en couplant ces données avec celles de la Base de données sur les congés des patients et de la Base canadienne de données sur la mortalité jusqu’au 31 décembre 2011 (ce qui correspond à une période de suivi de 25 à 36 mois après l’interview de l’ESCC-VS). Des analyses multivariées ont été menées sur les caractéristiques socioéconomiques, de santé physique et de style de vie.

Méthodes

Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes – Vieillissement en santé

L’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes – Vieillissement en santé de 2008-2009, une enquête transversale, a permis de recueillir des renseignements sur les facteurs, les incidences et les processus qui contribuent au vieillissement en santé. La population cible de l’enquête était constituée de la population à domicile âgée de 45 ans et plus des 10 provinces. Étaient exclus du champ de l’enquête les résidents des trois territoires et de certaines régions éloignées, les personnes vivant dans les réserves et autres peuplements autochtones, les personnes vivant en établissement et dans les bases des Forces canadiennes, et les membres à temps plein des Forces canadiennes. En tout, les personnes exclues représentaient environ 4 % de la population cible de l’enquête.

Les données de l’ESCC-VS ont été recueillies de décembre 2008 à novembre 2009 lors d’interviews sur place assistées par ordinateur auprès de 94 % de l’échantillon. L’interview téléphonique était permise pour répondre aux besoins linguistiques des participants à l’enquête. Lorsqu’un participant était incapable de remplir une partie ou la totalité du questionnaire en raison d’un problème de santé physique ou mentale, une autre personne la connaissant bien pouvait répondre en son nom : les réponses par personne interposée représentaient 2,2 % de l’échantillon (n = 689). Le taux de réponse global a été de 74,4 %, ce qui a donné lieu à un échantillon final de 30 865 répondants. Il est possible de consulter des renseignements détaillés sur l’ESCC-VS dans d’autres publications^{Note 30}.

Base de données sur les congés des patients

La Base de données sur les congés des patients (BDCP), qui est présentée chaque année par l’Institut canadien d’information sur la santé à Statistique Canada, dénombre les congés obtenus des hôpitaux publics du Canada (à l’exception du Québec)^{Note 31}. Cette base contient des données démographiques, administratives et cliniques provenant d’environ 3 millions d’enregistrements de sorties d’hôpital par an^{Note 32}. Les données tirées des dossiers de congés des patients pour des hospitalisations en soins de courte durée au cours des exercices financiers de 2007-2008 à 2011-2012 ont été utilisées pour le couplage aux fins d’analyse.

Base canadienne de données sur la mortalité

La Base canadienne de données sur la mortalité (BCDM) est un recensement de tous les décès enregistrés au Canada. Les bureaux provinciaux et territoriaux de l’état civil déclarent les décès à Statistique Canada. L’information fournie comprend la cause du décès, codée conformément à la Classification internationale des maladies (CIM, version 10), les dates de naissances et de décès, les noms et le code postal au moment du décès. Les décès survenus de décembre 2008 au 31 décembre 2011 ont été couplés aux enregistrements de l’ESCC-VS.

Échantillon de l’étude

L’échantillon de l’étude a été obtenu en couplant les enregistrements des participants à l’ESCC-VS âgés de 65 ans et plus des provinces (à l’exception du Québec), qui ont accepté que leurs données soient communiquées, avec les données de la BDCP et de la BCDM (figure A en annexe). Les réponses données par personne interposée et les non-réponses n’ont pas été prises en compte. Afin d’établir une cohorte relativement saine dès le départ, 801 participants qui avaient été hospitalisés dans un établissement de soins de courte durée et avaient reçu un congé au cours de l’année précédant l’ESCC-VS n’ont pas été pris en compte, ce qui a donné un échantillon d’étude de 9 878 personnes (4 080 hommes et 5 798 femmes, âgés en moyenne de 77 ans).

Couplage des données

Des couplages probabilistes ont été réalisés conformément à la Directive sur le couplage d’enregistrements^{Note 33}et ont été approuvés par le Conseil exécutif de gestion de Statistique Canada^{Note 34}.

Statistique Canada veille à la protection de la vie privée des participants pendant le couplage et l’utilisation subséquente des fichiers couplés. Seuls les employés qui interviennent directement dans le couplage ont accès aux données d’identification uniques nécessaires au couplage (comme les noms et les numéros d’assurance-maladie). Toutefois, ces employés n’ont pas accès aux renseignements relatifs à la santé ou au décès. Une fois le couplage de données terminé, un fichier d’analyse est créé, dans lequel les données d’identification sont supprimées. Les chercheurs utilisent ensuite le fichier anonymisé aux fins d’analyse. Il est possible de consulter des renseignements détaillés sur le couplage des données dans d’autres publications^{Note 35Note 36}.

Les fichiers couplés ESCC-BDCP et ESCC-BCDM ont fait l’objet de validations internes et externes, pour évaluer l’exactitude du processus de couplage. Les évaluations ont confirmé que les fichiers couplés étaient appropriés pour mener l’analyse^{Note 35Note 36}.

Définitions

Dans le cadre de l’ESCC-VS de 2008-2009, le risque nutritionnel a été évalué en utilisant l’instrument Seniors in the Community Risk Evaluation for Eating and Nutrition II – Abbreviated (SCREEN II-AB), qui a été validé pour les « personnes âgées cognitivement intactes vivant dans la collectivité » ayant 55 ans et plus^{Note 12Note 37}.Les questions relatives au risque nutritionnel portaient sur les changements de poids (gains ou pertes), l’apport nutritionnel et les habitudes alimentaires (figure B en annexe). Les questions de l’instrument SCREEN ont été adaptées en fonction de l’interview sur place assistée par ordinateur, en remplacement du questionnaire autoadministré. On a fait la somme des valeurs correspondant aux catégories de réponse pour les 11 variables de l’échelle; le score maximal était de 48. Un score inférieur à 38 indiquait un risque nutritionnel élevé^{Note 12}.

Les caractéristiques démographiques et socioéconomiques prises en compte dans l’analyse étaient l’âge, le sexe et la principale source de revenu du ménage.Chez les personnes âgées, qui sont souvent à la retraite, le revenu actuel peut ne pas être un indicateur fiable du statut socioéconomique. Afin d’identifier les personnes aux moyens limités, on a demandé aux participants de préciser la principale source de revenu qu’ils percevaient, c’est-à-dire les salaires et traitements; le revenu d’un travail autonome; les dividendes et intérêts (par exemple : obligations, épargnes); les prestations d’assurance-emploi; l’indemnité d’accident du travail; les prestations du Régime de pensions du Canada ou du Régime de rentes du Québec; les pensions de retraite et rentes; la Sécurité de la vieillesse et le Supplément de revenu garanti; la Prestation fiscale canadienne pour enfants; les allocations municipales ou provinciales d’aide sociale ou de bien-être; la pension alimentaire aux enfants; la pension alimentaire au conjoint; les autres formes de revenu (par exemple : revenu locatif ou bourses d’études); aucun revenu. Les participants qui ont mentionné la Sécurité de la vieillesse et le Supplément de revenu garanti ou les allocations municipales ou provinciales d’aide sociale ou de bien-être ont été regroupés et comparés avec ceux qui dépendaient d’autres sources de revenu.

Les participants ont évalué eux-mêmes leur santé (autoévaluation de la santé) comme étant bonne, très bonne ou excellente ou encore passable ou mauvaise. L’autoévaluation de la santé a été choisie comme une covariable en raison de sa fiabilité et de sa validité, et parce qu’elle est fortement liée à divers aspects de l’état de santé, y compris la capacité fonctionnelle, les maladies chroniques et le bien-être psychologique^{Note 38}.

Les fumeurs quotidiens actuels ont été comparés à tous les autres (les fumeurs occasionnels, les anciens fumeurs et les personnes n’ayant jamais fumé).

Les catégories d’indice de masse corporelle (IMC = poids en kilogrammes / taille en mètres carrés) étaient les suivantes : insuffisance pondérale (moins de 18,5), poids normal ou surpoids (de 18,5 à moins de 30) et obésité (30 et plus). On a appliqué une correction à l’IMC pour réduire le biais lié au poids et à la taille autodéclarés^{Note 39}.

Les établissements de soins de courte durée ont été identifiés grâce à la variable suivante de la BDCP : analytical_inst_type_code = 1. Les participants qui avaient été admis à l’hôpital au moins une fois entre la date de leur interview aux fins de l’ESCC-VS et le 31 décembre 2011 ont été considérés comme des personnes ayant subi une hospitalisation en soins de courte durée.

Les décès et les dates de décès ont été tirés de la BCDM. Seuls les décès tirés de la BCDM qui étaient survenus le 31 décembre 2011 ou avant ont été inclus dans les fichiers sources de l’ESCC et de la BCDM.

Techniques d’analyse

Des totalisations croisées ont été utilisées pour estimer le pourcentage de personnes à risque nutritionnel selon le sexe et le groupe d’âge, ainsi que le pourcentage de personnes ayant subi au moins une hospitalisation en soins de courte durée ou étant décédées durant la période de suivi, selon l’état de risque nutritionnel et d’autres caractéristiques. Les données ont été examinées graphiquement pour repérer toute interaction entre le risque nutritionnel et l’hospitalisation ou le décès selon le sexe et le groupe d’âge (aucune interaction n’a été repérée; les données ne sont pas présentées). Des modèles multivariés minutieux ont servi à étudier les associations entre le risque nutritionnel (la variable d’exposition) et l’hospitalisation en soins de courte durée ou la mortalité (modèles de régression à risques proportionnels de Cox). Ces modèles portaient sur le sexe, l’âge, la principale source de revenu du ménage et certaines caractéristiques liées à la santé (autoévaluation de la santé, statut de fumeur et IMC). La sélection des covariables s’est faite en fonction des ouvrages publiés et des données existantes de l’ESCC-VS. Bien que le fait de vivre seules puisse être un facteur de risque pour l’hospitalisation et le décès des personnes âgées, il n’a pas été pris en compte comme une covariable dans l’analyse, car l’évaluation du risque nutritionnel contient une question sur la fréquence à laquelle les personnes prennent leurs repas seules, qui est très liée au fait de vivre seules (rho de Spearman 0,78).

Pour les analyses portant sur l’hospitalisation comme pour celles relatives à la mortalité, on a étudié l’échantillon à partir de la date de l’interview de l’ESCC-VS jusqu’au 31 décembre 2011. La période de suivi après l’interview s’étendait donc de 25 à 36 mois et dépendait du moment auquel les participants étaient interviewés.

L’hypothèse liée aux risques proportionnels a été testée à l’aide d’un examen visuel des tracés SAS PROC LIFETEST pour les deux résultats. Les analyses sont fondées sur des données pondérées, pour tenir compte du consentement au couplage et à la communication des données, en utilisant le logiciel SAS Enterprise Guide, version 7.1.

Des poids d’échantillonnage ont été utilisés pour tenir compte du plan de sondage et des non-réponses ainsi que pour s’adapter aux différences de consentement concernant le couplage et la communication des données. L’utilisation de poids d’échantillonnage est essentielle pour tenir compte des probabilités de sélection inégales et pour réduire les risques de biais résultant des différences en matière de réponse, de communication des données et de consentement au couplage. Afin de tenir compte de la sous-estimation des erreurs types attribuable au plan de sondage complexe, on a appliqué des poids bootstrap au moyen de la version 11.0 de SAS-Callable SUDAAN^{Note 40}. Le seuil de signification était fixé à p < 0,05.

Résultats

Près d’un million

Près d’un million (979 000 personnes, selon les estimations) de Canadiens âgés de 65 ans et plus présentaient un risque nutritionnel en 2008-2009. Ils représentaient le tiers (34 %) des personnes de ce groupe d’âge (tableau 1). Les femmes étaient plus susceptibles que les hommes de présenter un risque nutritionnel (37 % contre 29 %), tout comme les personnes âgées de 75 ans et plus par rapport aux personnes âgées plus jeunes (36 % contre 32 %). L’âge moyen des personnes présentant un risque nutritionnel était de 75 ans, contre 74 ans pour celles ne présentant pas de risque nutritionnel (p ≤ 0,05; données non présentées dans le tableau).

Hospitalisation

Plus du quart (26 %) des personnes âgées ont été hospitalisées au moins une fois au cours de la période de suivi. Les aînés plus âgés étaient plus susceptibles d’avoir été hospitalisés que les personnes âgées de 65 à 75 ans : 35 % contre 19 % (tableau 2). Les fumeurs quotidiens et les personnes en insuffisance pondérale étaient plus susceptibles d’avoir été hospitalisés, alors que le contraire se confirmait pour les personnes qui avaient évalué leur santé comme étant bonne, très bonne ou excellente. En 2008-2009, 31 % des personnes âgées présentant un risque nutritionnel ont été hospitalisées en soins de courte durée durant la période de suivi, ce qui est nettement supérieur aux 24 % de personnes âgées ne présentant pas de risque nutritionnel qui ont été hospitalisées.

Même en tenant compte de l’âge, du sexe, de la principale source de revenu du ménage, de l’état de santé et des comportements influant sur la santé, les personnes à risque nutritionnel étaient beaucoup plus susceptibles d’avoir été hospitalisées (1,2) en soins de courte durée (tableau 3).

Décès

Environ 7 % des personnes âgées sont décédées durant la période de suivi (tableau 2). Le fait d’être un homme âgé, de fumer quotidiennement et d’être en insuffisance pondérale a été associé à un risque de décès accru, tandis que l’autoévaluation de la santé comme étant bonne, très bonne ou excellente constituait un élément protecteur. Les personnes qui présentaient un risque nutritionnel en 2008-2009 étaient plus susceptibles de décéder que celles ne présentant pas de risque nutritionnel; les estimations respectives étant de 9 % contre 5 %. Si l’on tenait compte des facteurs de confusion des caractéristiques sociodémographiques, de l’état de santé et des comportements influant sur la santé, le rapport de risque pour la mortalité, toutes causes confondues, était considérablement plus élevé (1,6) pour les personnes âgées à risque nutritionnel (tableau 3). Les personnes à risque nutritionnel avaient aussi un temps de survie plus court durant la période de suivi que celles qui ne présentaient pas de risque nutritionnel : 498 jours (IC à 95 % : 462 à 534) contre 538 jours (IC à 95 % : 501 à 574) (données non présentées dans le tableau).

Discussion

Pour la première fois, des estimations des hospitalisations en soins de courte durée et des décès au Canada (à l’exception du Québec et des territoires) liés à l’état de risque nutritionnel ont été produites prospectivement en recourant au couplage de données d’enquête menée auprès de la population et de données administratives. Environ le tiers des personnes âgées vivant dans la collectivité présentaient un risque nutritionnel en 2008-2009.

Une alimentation de mauvaise qualité ou en quantité insuffisante peut contribuer à la surcharge ou à l’insuffisance pondérale, à la réduction de la masse osseuse, à la dysfonction immunitaire, à la déficience cognitive, aux limitations fonctionnelles, à l’anémie et à une capacité réduite à se remettre d’une maladie ou d’une chirurgie^{Note 41Note 42}. La présente étude renforce l’association entre le risque nutritionnel et la mauvaise santé. Bien que la prévalence du risque nutritionnel soit différente selon le sexe et le groupe d’âge, les analyses multivariées ont confirmé des associations avec l’hospitalisation et le décès, c’est-à-dire que, quels que soient le sexe, l’âge ou les autres facteurs de confusion potentiels, les personnes qui présentaient un risque nutritionnel en 2008-2009 étaient considérablement plus susceptibles d’avoir été hospitalisées ou d’être décédées durant la période de suivi de 25 à 36 mois que les personnes ne présentant pas de risque nutritionnel. Il s’agit probablement d’un processus itératif selon lequel une alimentation inappropriée peut mener à des maladies chroniques, alors que les maladies actuelles et les traitements qui y sont associés peuvent nuire au bien-être nutritionnel^{Note 9Note 18Note 43}.

Les résultats des quelques rares études qui ont examiné les associations entre le risque nutritionnel et l’hospitalisation des personnes âgées vivant dans la collectivité sont mitigés : deux études établissent une association forte^{Note 19Note 20},mais une autre ne le fait pas^{Note 21}. Néanmoins, l’hospitalisation n’est qu’une des composantes du système de soins de santé. Des analyses portant sur un plus large champ de services de santé n’ont pas établi d’associations évidentes entre le risque nutritionnel et le nombre de visites chez le médecin ou les admissions dans les maisons de soins infirmiers, mais ont fait ressortir des liens avec les soins à domicile et la durée de l’hospitalisation^{Note 19Note 20Note 21Note 23}. Il est possible que les associations entre le risque nutritionnel et l’hospitalisation dépendent de la cause ou de la raison de l’hospitalisation ou du fait que l’hospitalisation soit planifiée (par exemple, en raison d’une chirurgie) ou non planifiée (par exemple, en raison d’un état de santé qui se dégrade).

Dans la présente analyse, les associations établies entre le risque nutritionnel et la mortalité sont conformes à celles présentées dans certaines enquêtes antérieures^{Note 10Note 16Note 21Note 22Note 23Note 24Note 25},mais pas à toutes celles réalisées^{Note 21Note 26Note 44}. Les différences entre les outils de dépistage nutritionnel, les périodes de suivi, les groupes d’âge, les covariables, les tailles d’échantillon, la représentativité et les emplacements géographiques rendent les comparaisons avec d’autres enquêtes difficiles. Deux enquêtes^{Note 10Note 16} ayant utilisé une version de l’outil de dépistage du risque nutritionnel SCREEN semblable à celle employée pour la présente analyse ont aussi établi des associations importantes avec la mortalité. Un récent examen systématique^{Note 13} a conclu que les outils de dépistage nutritionnel permettaient de mieux prédire la mortalité dans des contextes de soins de courte durée ou de soins intensifs, mais moins efficacement chez les personnes âgées vivant dans la collectivité. Toutefois, la présente étude montre que l’instrument SCREEN II-AB permet d’établir des associations entre le risque nutritionnel, l’hospitalisation et la mortalité des personnes âgées vivant dans la collectivité, ce qui contribue à la validité prédictive de cet outil de dépistage.

D’autres études pourraient examiner les causes précises d’hospitalisation ou de décès et identifier des sous-groupes de personnes âgées (par exemple, les immigrants et les personnes âgées socialement isolées) chez qui le risque nutritionnel est le plus lié à l’hospitalisation et à la mortalité. En outre, les personnes hospitalisées pourraient être classées, selon qu’elles ont subi une chirurgie ou reçu des soins médicaux ou selon le nombre de journées qu’elles ont passées à l’hôpital pour recevoir un traitement actif ou selon que certaines ou toutes les journées qu’elles ont passées à l’hôpital ont été considérées comme des autres niveaux de soins (ANS). Les patients ayant reçu un autre niveau de soins ne nécessitent plus de soins courte durée, mais peuvent occuper des lits dans une unité de soins de courte durée en attendant d’être déplacées dans un établissement de soins de longue durée^{Note 45}.

Limites

Les résultats de l’étude reposent sur des personnes âgées vivant dans la collectivité et ne reflètent pas le risque nutritionnel ou les associations avec l’hospitalisation et le décès des personnes résidant dans des établissements de soins de longue durée. Les personnes interposées n’ont pas répondu aux questions de l’enquête sur le risque nutritionnel. Elles ont donc été exclues de l’analyse. Même si cette exclusion peut constituer un biais, l’inclusion des réponses données au nom des personnes ayant une déficience le serait aussi^{Note 46}. Une analyse de certaines caractéristiques de la population étudiée indique que les personnes interposées étaient plus susceptibles d’être des hommes plus âgés et dans un état de santé pire que celui des personnes répondant elles-mêmes aux questions^{Note 47}. Toutefois, les personnes interposées ne représentent que 2,2 % de l’échantillon de l’étude.

Les données de l’ESCC-VS sont autodéclarées et n’ont été vérifiées par aucune autre source. L’état nutritionnel des personnes n’a pas été mesuré dans l’ESCC-VS et l’instrument SCREEN II-AB ne fait pas la distinction entre les personnes à risque de dénutrition et celles en souffrant déjà. De plus, le risque nutritionnel n’a été mesuré qu’une seule fois au moment de l’interview de l’ESCC-VS. On ne sait donc pas si l’état de risque nutritionnel a changé au cours de la période de suivi ni combien de temps il a duré. Certaines variables potentiellement pertinentes (par exemple, l’utilisation de médicaments et les antécédents médicaux) n’étaient pas disponibles.

Les participants à l’ESCC-VS du Québec n’ont pas pu être inclus dans l’étude, car la BDCP ne comprend pas les données de cette province. Par conséquent, si les participants qui vivaient dans d’autres provinces ont été hospitalisés au Québec, leur séjour à l’hôpital n’a pas été pris en compte ni dans la BDCP ni dans l’étude.

Seules les hospitalisations en soins de courte durée ont été examinées. Les résultats ne sont pas généralisables à d’autres types d’hospitalisation, comme les chirurgies d’un jour et les services psychiatriques, ou à l’utilisation de services de santé en général. En outre, après 2005, en Ontario, les hospitalisations pour des problèmes de santé mentale ont plutôt été enregistrées dans une autre base de données administratives : le Système d’information ontarien sur la santé mentale^{Note 48}. Les hospitalisations en soins de courte durée pour des problèmes de santé mentale sont donc sous-représentées dans les données couplées.

Le couplage probabiliste a servi à établir des liens entre les données d’enquêtes et les données sur les hospitalisations et les décès. Il est possible que de faux liens aient été établis ou que de vrais liens n’aient pas été établis.

Mot de la fin

La présente analyse montre l’importance de coupler les données administratives sur les hospitalisations et les décès aux enregistrements des grandes enquêtes nationales sur la santé de la population. Les résultats indiquent que le risque nutritionnel est indépendamment associé à l’hospitalisation en soins de courte durée et à la mortalité. Ils soulignent aussi l’importance de faire un suivi auprès des personnes âgées et de les soigner pour influer sur le risque nutritionnel auquel elles sont confrontées dans le contexte des soins primaires afin de réduire leurs hospitalisations et d’améliorer leur survie. La compréhension de l’effet du risque nutritionnel sur la santé des personnes âgées peut orienter les programmes visant à réduire la morbidité et aider à planifier les besoins futurs en matière de ressources de soins de santé.

Remerciements

Statistique Canada remercie tous les participants pour leur collaboration et leurs conseils lors de l’élaboration de l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes – Vieillissement en santé, 2008-2009. Le contenu de l’enquête a été élaboré par la Division de la statistique de la santé de Statistique Canada, de concert avec Santé Canada, l’Agence de la santé publique du Canada et les experts de l’Étude longitudinale canadienne sur le vieillissement (ELCV), une initiative importante des Instituts de recherche en santé du Canada. Ont participé aux consultations des représentants de Ressources humaines et Développement social Canada et des ministères provinciaux et territoriaux de la Santé. L’ajout de 5 000 participants âgés de 45 à 54 ans à l’enquête a été financé par l’ELCV.

Statistique Canada souligne avec reconnaissance l’apport de Heather Keller, Ph. D., qui a autorisé l’utilisation de l’instrument SCREEN II-AB et a participé à son adaptation aux fins de l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes – Vieillissement en santé.