Exposition professionnelle à la poussière de bois et risque de cancer du poumon dans deux études cas-témoins basées sur la population à Montréal, Canada

L’étude I a été menée de 1979 à 1986 et comprenait des hommes âgés de 35 à 70 ans diagnostiqués avec un cancer dans l’un des 19 sites . L’étude II a été menée entre 1996 et 2001 et comprenait des hommes et des femmes âgés de 35 à 75 ans chez qui on avait diagnostiqué une tumeur maligne du poumon. Les deux études incluaient des patients atteints de cancers incidents confirmés histologiquement, identifiés dans tous les grands hôpitaux de la région de Montréal, vivant dans la région de Montréal et limités aux citoyens canadiens. Les deux études comprenaient également une série de témoins de la population choisis au hasard sur les listes électorales. Les témoins ont été appariés en fréquence par âge, sexe (uniquement pour l’étude II) et zone de résidence (circonscription électorale d’environ 40 000 personnes) à tous les cas de cancer pour l’étude I et aux cas de cancer du poumon pour l’étude II. Des détails supplémentaires sur la détermination des sujets et la collecte des données ont été présentés précédemment. Les résultats sont présentés ici pour les hommes uniquement, car la prévalence de l’exposition professionnelle à la poussière de bois chez les femmes était très faible dans notre population d’étude (2 %).

L’étude I comprenait des cas de cancer du poumon, d’autres cas de cancer et des contrôles de population. En calculant les estimations de risque relatif pour le cancer du poumon, nous étions donc en mesure d’utiliser comme référents non seulement les témoins de la population, mais aussi les patients atteints d’autres types de cancer (témoins de cancer). Il existe différents avantages et inconvénients associés aux contrôles de population et aux contrôles de cancer. Bien qu’un groupe de contrôle basé sur la population soit souvent considéré comme plus représentatif de la population de base, les contrôles du cancer sont moins sensibles aux biais de non-participation et d’information. Nous ne pouvons pas affirmer qu’un groupe témoin est nécessairement plus valable que l’autre pour représenter l’expérience d’exposition de la base de l’étude. Dans l’étude I, 1082 cas de cancer du poumon et 740 témoins éligibles de la population ont été identifiés et des tentatives ont été faites pour les interviewer. Parmi ceux-ci, 857 (79%) cas et 533 (72%) témoins de la population ont complété l’interview. À partir de l’ensemble des autres patients atteints de cancer, nous avons sélectionné un ensemble de témoins comprenant un total de 1 349 patients atteints d’un cancer dans un site non contigu au poumon, qui avaient été recensés la même année et dans les mêmes hôpitaux que les cas de cancer du poumon, et sélectionnés de manière à ce qu’aucun des 19 sites de cancer individuels ne représente plus de 20 % de l’ensemble des témoins du cancer. Les principaux sites cancéreux de la série de contrôles du cancer étaient la vessie (17%), le côlon (15%), la prostate (15%), l’estomac (9%), les lymphomes (7%), les reins (6%) et le rectum (5%). Dans l’étude II, 860 cas masculins éligibles et 1294 contrôles masculins éligibles ont été identifiés, et 736 (86%) et 894 (69%) d’entre eux, respectivement, ont accepté de participer et ont complété l’interview de manière satisfaisante. L’approbation éthique a été obtenue pour les deux études auprès de l’Institut national de la recherche scientifique, de l’Université McGill et de chaque hôpital participant. Tous les sujets participants ont fourni un consentement éclairé.

Collecte des données

Dans l’étude I et l’étude II, plus de 82% et 76% des individus, respectivement, ont répondu pour eux-mêmes, et des répondants de substitution (mandataires) ont fourni des informations pour les autres participants. Les entretiens comprenaient une section structurée qui demandait des informations sur les caractéristiques sociodémographiques et le mode de vie, y compris l’origine ethnique, le revenu familial et les antécédents de tabagisme, et une section semi-structurée qui demandait une description détaillée de chaque emploi occupé par les sujets au cours de leur vie professionnelle. Les professions ont été codées selon la Classification canadienne et le Dictionnaire des professions de 1971. Pour chaque emploi occupé, un intervieweur formé a interrogé le sujet sur l’entreprise, son produit, la nature du site de travail, les tâches principales et secondaires du sujet, et toute autre information (par exemple, l’entretien de l’équipement, l’utilisation d’équipement de protection, les activités des collègues) qui pourrait fournir des indices sur les expositions au travail et leur intensité. Des questionnaires supplémentaires ont été utilisés pour aider les enquêteurs à effectuer des sondages techniques détaillés pour certaines professions, y compris, entre autres, les charpentiers, les ébénistes, les chauffeurs, les travailleurs en isolation et les plombiers. Une équipe de chimistes et d’hygiénistes industriels a examiné chaque questionnaire rempli et a traduit chaque emploi en une liste d’expositions potentielles à l’aide d’une liste de contrôle de 294 agents. La poussière de bois figurait sur la liste de contrôle. Malheureusement, il a été impossible de déterminer si les expositions étaient à la poussière de bois dur ou de bois tendre, de sorte que tous les types de poussière de bois sont combinés dans cette analyse.

En combinant les deux études, plus de 28000 emplois ont été évalués. Les codes d’exposition finaux attribués à un participant étaient basés sur un consensus entre les codeurs. Les codeurs chimiques étaient aveugles quant à l’état de la maladie du sujet. Pour chaque substance considérée comme présente dans chaque emploi, les codeurs notaient trois dimensions d’information, chacune sur une échelle à trois points : leur degré de confiance dans le fait que l’exposition s’était réellement produite (possible, probable, certaine), la fréquence d’exposition dans une semaine de travail normale (<5%, 5%-30%, >30% du temps) et le niveau relatif de concentration de l’agent (faible, moyen, élevé). Malheureusement, il s’est avéré impossible d’estimer de manière fiable les valeurs de concentration absolue correspondant aux niveaux relatifs codés.

La non-exposition a été interprétée comme une exposition jusqu’au niveau que l’on peut trouver dans l’environnement général. Pour la poussière de bois, il n’existe pas de mesures environnementales spécifiques permettant d’établir un niveau de fond. Parmi les personnes considérées comme exposées, des circonstances professionnelles de référence ont été établies pour correspondre à des concentrations faibles, moyennes et élevées, et chaque emploi a été codé par rapport à ces repères. Le repère de concentration « faible » comprenait les charpentiers de construction et les fabricants de meubles domestiques ; le repère de concentration « moyenne » comprenait les scieries, les ouvriers des parcs à bois et des ateliers de stratification ; le repère de concentration « élevée » comprenait les opérations de ponçage à la main et à la bande et les départements de finition de la production de contreplaqué. Ces repères étaient indicatifs et les experts étaient libres d’évaluer un emploi donné, l’industrie, l’époque et les caractéristiques particulières du lieu de travail et des habitudes de travail. Bien que le titre de l’emploi d’un sujet soit certainement un facteur d’attribution de l’exposition, les détails des activités du sujet ont été pris en compte dans l’évaluation de l’exposition, ainsi que l’industrie et l’époque. Des descriptions plus complètes de la méthode d’évaluation de l’exposition peuvent être trouvées ailleurs .

Analyse des données

La régression logistique inconditionnelle a été utilisée pour estimer les odds ratios (OR) et leurs intervalles de confiance (IC) à 95 % pour l’association entre chaque facteur professionnel et le cancer du poumon, en ajustant pour les facteurs de confusion potentiels a priori suivants : l’âge, le revenu médian dans le secteur de recensement de résidence et le niveau de scolarisation individuel comme marqueurs du statut socio-économique, l’origine ethnique-culturelle (français, anglo-saxon, autre), le statut de répondant (soi-même, mandataire), l’exposition professionnelle antérieure à l’amiante, aux gaz d’échappement des moteurs diesel, au formaldéhyde, au cadmium, aux composés du chrome IV, aux composés du nickel, à la poussière de silice et au tabagisme. Après avoir comparé plusieurs paramétrisations des variables du tabagisme dans nos ensembles de données, nous avons sélectionné l’indice complet du tabagisme (ICF), qui s’est avéré le mieux adapté aux données et qui intègre la durée, l’intensité et le temps depuis l’arrêt du tabac. Cet indice rend le mieux compte de la nature confondante des antécédents de tabagisme puisqu’il prend en compte le moment de l’exposition au tabac, et pas seulement la durée et l’intensité.

Un débat est en cours pour savoir s’il est approprié d’ajuster les marqueurs du statut socio-économique (SES) dans les études professionnelles , certains soutenant que le SES est un facteur de confusion à ajuster et d’autres qu’il s’agit d’un collisionneur à omettre des modèles statistiques. On peut également se demander si l’inclusion dans les modèles d’autres cancérogènes professionnels peut constituer une forme de surajustement. Afin d’examiner si l’inclusion du SSE ou d’autres carcinogènes professionnels est susceptible de biaiser l’association entre la poussière de bois et le cancer du poumon, nous avons effectué une analyse de sensibilité dans laquelle nous avons comparé les résultats sur l’exposition à la poussière de bois de quatre modèles : i) sans ajustement pour le SSE ni pour les autres carcinogènes professionnels, ii) ajustement pour le SSE mais pas pour les autres carcinogènes professionnels, iii) ajustement pour les autres carcinogènes professionnels mais pas pour le SSE, et iv) ajustement pour le SSE et les autres carcinogènes professionnels. Les autres covariables de base sont restées dans tous les modèles.

Les indices d’exposition professionnelle étaient basés sur quatre dimensions d’information qui étaient disponibles chaque fois que les experts attribuaient une exposition à un sujet : la probabilité que l’exposition ait eu lieu, la concentration, la fréquence et les années de début et de fin d’exposition. En utilisant ces dimensions, un indice d’exposition cumulatif a priori a été calculé avec les catégories suivantes : « aucune exposition » comprenait les sujets jamais exposés et ceux pour lesquels le degré de confiance que l’exposition s’est réellement produite a été codé comme juste « possible » par les hygiénistes ; les autres sujets, dont l’exposition à la poussière de bois a été évaluée comme probable ou certaine, ont été considérés comme « exposés » pour ces analyses. Nous avons ensuite subdivisé les personnes « exposées » en deux groupes d’exposition : l' »exposition substantielle » a été attribuée aux sujets qui avaient été exposés à des concentrations moyennes ou élevées, pendant plus de 5% de leur semaine de travail et pendant 5 ans ou plus, tandis que l' »exposition non substantielle » a été attribuée aux autres sujets exposés. Les expositions ayant eu lieu moins de cinq ans avant la date de l’indice ont été écartées pour des raisons de latence. D’autres indices d’exposition cumulative ont été calculés en utilisant différentes combinaisons de pondérations pour les dimensions d’exposition que sont la fréquence, la concentration, la durée et la latence. Aucun de ces indices n’a montré une meilleure qualité d’ajustement que les catégories simples décrites ci-dessus, ils ne sont donc pas présentés ici.

En plus de traiter le tabagisme comme un facteur de confusion a priori, nous avons exploré la modification potentielle de l’effet par le tabagisme. Comme le nombre de personnes n’ayant jamais fumé parmi les cas était très faible, la catégorie des non-fumeurs a été complétée par les fumeurs de faible intensité à vie. D’un point de vue opérationnel, nous avons défini les fumeurs à vie de faible intensité comme des individus ayant une valeur CSI inférieure au 25ème percentile sur cette échelle. En raison de la manière dont il est construit, l’indice CSI ne se traduit pas facilement sur l’échelle de la durée ou de la quantité quotidienne de paquets-année. Nous pouvons illustrer la quantité de tabagisme dans ces catégories en montrant deux profils de fumeurs qui se situeraient au 25e percentile de l’échelle CSI, à savoir : un fumeur actuel qui a fumé trois cigarettes par jour pendant 40 ans (avec une exposition cumulée sur toute la vie de 6 paquets-années), ou un ancien fumeur qui a fumé six cigarettes par jour pendant 30 ans et a arrêté il y a 10 ans (avec une exposition cumulée de 9,8 paquets-années). Les fumeurs dont les valeurs de l’ICS étaient supérieures au 25e percentile étaient considérés comme des fumeurs moyens/lourds. Pour évaluer la signification statistique de la différence des OR entre les deux strates de fumeurs, nous avons effectué une analyse basée sur tous les sujets incluant les deux variables, le statut tabagique (binaire) et l’exposition à la poussière de bois (binaire), en testant leur terme de produit croisé. Les variables continues de l’ICS ont été maintenues comme covariables dans les modèles afin d’éviter toute confusion résiduelle au sein des strates de statut tabagique.

Les associations entre la poussière de bois et les types histologiques de cancer du poumon les plus répandus, à savoir le cancer spinocellulaire, l’adénocarcinome, le cancer à petites cellules et le cancer à grandes cellules, ont également été évaluées.

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