La mort subite du nourrisson au Canada :

Tendances relatives aux taux et aux facteurs de risque, 1985-1998

Vol 25 No 1, 2004

ID Rusen, Shiliang Liu, Reg Sauve, KS Joseph et Michael S Kramer

Résumé

Au Canada, la mort subite du nourrisson (MSN) demeure la principale cause de mortalité post-néonatale. Cependant, dans bien des pays, notamment au Canada, les taux de MSN sont en baisse. Ce recul a été attribué surtout à la recommandation qui consiste à éviter de coucher le bébé sur le ventre. Nous avons analysé l'évolution du taux de mortalité post-néonatale consécutive à la MSN et à d'autres causes, par rapport à la première campagne de réduction du risque. Nous avons constaté un fléchissement du taux de mortalité post-néonatale due à la MSN, qui est passé de 0,97 à 0,54 pour 1 000 nouveau-nés ayant survécu entre 1985-1989 et 1994-1998 (risque relatif [RR] = 0,56, intervalle de confiance à 95 % [IC] : 0,51-0,62). Le taux de mortalité post-néonatale imputable à d'autres causes a également diminué au cours de la même période, quoique dans une moindre mesure, passant de 1,19 à 0,86 (RR=0,72, IC à 95 % : 0,66-0,78). Si l'on fait abstraction de la fluctuation saisonnière, les facteurs de risque établis à l'égard de la MSN sont demeurés essentiellement inchangés entre les deux périodes étudiées. La baisse observée indique que les premières recommandations visant une réduction du risque ont porté fruit. Faute de données fiables concernant les facteurs de risque limite, il est difficile d'attribuer directement à la campagne la tendance à la baisse.

Mots clés : Mort subite du nourrisson; mortalité post-néonatale; position pendant le sommeil

Introduction

La mort subite du nourrisson (MSN) est la principale cause de mortalité post-néonatale au Canada1. Ce phénomène a été responsable en 1999 de 144 décès en période postnatale (26 %)1. Il a toutefois sensiblement régressé au Canada et dans bien d'autres pays2, recul qui a été surtout attribué à la recommandation d'éviter de coucher les bébés sur le ventre, faite au début des années 19902. En 1993, Santé Canada, la Société canadienne de pédiatrie, la Fondation canadienne pour l'étude de la mortalité infantile et l'Institut canadien de la santé infantile ont fait paraître leur première déclaration conjointe sur la réduction du risque lié à la MSN3. Cette baisse du taux de MSN au Canada n'a pas été analysée par rapport à la recommandation ni par rapport aux taux de mortalité infantile attribuable à d'autres causes. La constance de ce déclin d'une province et d'un territoire à l'autre n'a pas non plus été étudiée. Enfin, divers facteurs démographiques et périnatals et d'autres variables ont déjà été associés à un risque accru de MSN au Canada4. L'adoption des recommandations relatives à la position pendant le sommeil a peut-être eu des répercussions sur l'importance de ces facteurs de risque.

Nous avons voulu dans cette étude nous pencher sur les tendances relatives aux taux nationaux, provinciaux et territoriaux de MSN, ainsi que sur les changements observés quant à l'importance des divers facteurs associés à un risque accru de MSN.

Méthodologie

Nous avons utilisé les données de la base de données sur les naissances vivantes de Statistique Canada pour la période de 1985 à 1998 et celles de la base de données sur la mortalité pour la période de 1985 à 1999. Les éléments d'information contenus dans ces bases proviennent des données sur les enregistrements de naissances et de décès fournies par les registres provinciaux et territoriaux de l'état civil5. Nous avons eu recours à des méthodes déjà validées de couplage probabiliste des enregistrements de naissances et de décès de nourrissons6. Les incertitudes liées au couplage ont été résolues au terme d'un examen manuel des documents pertinents d'enregistrement de la naissance et du décès. Les décès de nourrissons pour lesquels une attestation de naissance n'a pu être obtenue ont été classés dans la catégorie des «décès non couplés» et ont été retenus dans l'analyse.

Les nourrissons dont la mère résidait en Ontario ont été exclus en raison de problèmes posés par la qualité des données7 et du grand nombre de décès non couplés chez les bébés. Les bébés dont la mère résidait à Terre-Neuve ont aussi été exclus, parce qu'on ne possède, à l'échelle nationale, aucune donnée antérieure à 1991 concernant cette province.

Les registres informatisés de décès de nourrissons au Canada mentionnent une cause initiale de décès. Or, ici, nous avons classé les décès survenus en période post-néonatale selon qu'ils étaient attribuables au syndrome de la MSN (Classification internationale des maladies, neuvième révision [CIM-9], code 798.0) ou à d'autres causes de mortalité post-néontale confondues. En restreignant l'analyse à la période post-néonatale (28e-364e jour de la vie), nous avons pu prendre en compte plus de 90 % des décès dus à la MSN survenus au Canada tout en éliminant les cas de mortalité néonatale où le diagnostic de MSN était incertain.

Afin de bien mesurer l'impact des recommandations relatives à la position pendant le sommeil, il faudrait utiliser comme groupe témoin les cas de décès en période post-néonatale attribuables à des causes pour lesquelles il n'existait aucune intervention connue au cours de la période étudiée. Des analyses réalisées antérieurement ont mis en évidence une baisse marquée du nombre de décès de nourrissons imputables à des anomalies congénitales au cours de la période étudiée, ce qui tient sans doute au recours accru au diagnostic prénatal et à l'interruption des grossesses en cause8. Les anomalies congénitales (CIM-9, codes 740-759) ont de ce fait été exclues du groupe des «autres causes de décès».

Dans le passé, on a calculé les taux de mortalité post-néonatale sous forme de ratios, en divisant le nombre de décès en période post-néonatale enregistrés au cours d'une année civile, par le nombre de naissances vivantes enregistrées au cours de la même année (index). Les taux de mortalité post-néonatale due à la MSN et à d'autres causes décrites ici sont fondés sur des cohortes de naissance et représentent la proportion de nouveau-nés décédés en période post-néonatale par rapport aux nouveau-nés ayant survécu au cours de l'année étudiée. Cette approche, qui repose sur les cohortes de naissance, a permis de relier les décès en période post-néonatale à des facteurs de risque pertinents, comme l'âge de la mère et l'âge gestationnel. En raison de ce changement de méthode de calcul, toutefois, il est possible que les tendances temporelles illustrées ici diffèrent légèrement de celles qui sont signalées ailleurs.

Nous avons étudié l'évolution des taux de mortalité post-néonatale attribuable à la MSN et à d'autres causes en comparant deux périodes (1985-1989 et 1994-1998), que nous avons choisies parce qu'elles coïncidaient avec la période qui précédait et celle qui suivait la parution de la première déclaration conjointe sur la réduction du risque de MSN au Canada. Nous nous sommes intéressés à l'évolution des taux non seulement à l'échelle nationale, mais aussi dans les provinces et les territoires. Nous avons estimé l'importance des changements temporels en calculant les risques relatifs (RR) et les intervalles de confiance (IC) à 95 %.

Nous avons examiné la distribution dans la population de facteurs démographiques et périnatals réputés être associés au risque de MSN, au cours des deux périodes. Nous nous sommes limités aux facteurs de risque évoqués dans la Base canadienne de données sur la natalité. Nous avons calculé la distribution de ces caractéristiques démographiques et périnatales au cours de chaque période ainsi que leur évolution en pourcentage (et l'intervalle de confiance à 95 %) entre 1985-1989 et 1994-1998. Nous avons aussi cherché à savoir si les liens entre ces facteurs de risque et la MSN avaient changé au cours des deux périodes. Nous avons estimé les rapports de cotes bruts et corrigés (à l'aide du modèle de régression logistique intégral et inconditionnel) des cas de décès en période post-néonatale dus à la MSN au cours de chaque période étudiée. (Les rapports de cotes obtenus au moyen de modèles de régression logistique ont été considérés comme des risques relatifs, puisque l'hypothèse de l'affection rare était accréditée). Par la suite, nous avons cherché à déterminer, en faisant une fois de plus appel à des modèles de régression logistique, l'effet de la période sur les taux de mortalité post-néonatale due à la MSN corrigés de manière séquentielle en fonction des principaux facteurs de risque démographiques et périnatals.

Enfin, nous avons fait appel à la Base canadienne de données sur la mortalité pour déterminer la proportion de tous les cas de MSN en période post-néonatale, enregistrés au cours de chaque saison (janvier-mars, avril-juin, juillet-septembre, octobre-décembre), pour la période qui précédait et celle qui suivait la parution de la première déclaration conjointe. Nous avons établi, à la lumière de tests du chi carré, la signification statistique de la prédominance saisonnière au cours de chacune des deux périodes.

Toutes les analyses ont été réalisées à l'aide de la version 8 du logiciel statistique SAS PC (SAS Institute, Cary, Caroline du Nord).

Résultats

Au cours de la période de 1985-1998, les taux de mortalité post-néonatale attribuable à la MSN et à d'autres causes ont chuté au Canada (figure 1). Entre 1985-1989 et 1994-1998, le taux de mortalité post-néonatale imputable à la MSN a sensiblement baissé, passant de 0,97 à 0,54 pour 1 000 nouveau-nés ayant survécu : RR = 0,56 (IC à 95 % : 0,51-0,62). Le taux de mortalité post-néonatale due à d'autres causes a fléchi, mais pas autant, au cours de la même période, passant de 1,19 à 0,86 : RR 0,72 (IC à 95 % : 0,66-0,78).

FIGURE 1
Taux de mortalité post-néonatale (TMPN) attribuable à la MSN et à d'autres causes (à l'exclusion de la MSN et des anomalies congénitales) pour 1 000 nouveau-nés ayant survécu, Canada (à l'exclusion de Terre-Neuve et de l'Ontario), 1985?1998

Nota : Le TMPN attribuable à la MSN et à d'autres causes a été calculé selon diverses échelles pour illustrer son évaluation divergente au fil au temps.


Un examen de la mortalité post-néonatale due à la MSN à l'échelle des provinces et des territoires a fait apparaître des écarts de taux considérables au cours des deux périodes (tableau 1). Pendant la période de 1985-1989, le taux le plus faible était enregistré au Québec, soit 0,47 (IC à 95 % : 0,41-0,55), et le taux le plus élevé, dans les Territoires du Nord-Ouest, soit 2,16 (IC à 95 % : 1,24-3,51). En 1994-1998, le Québec et la Colombie- Britannique affichaient les taux les plus faibles, soit 0,38 (IC à 95 % : 0,32-0,44) et 0,41 (IC à 95 % : 0,33-0,50), respectivement. Le Yukon et les Territoires du Nord-Ouest enregistraient les taux les plus élevés en 1994-1998, soit 2,26 (IC à 95 % : 0,73-5,26) et 2,18 (IC à 95 % : 1,24-3,53), respectivement. Dans la plupart des provinces et territoires, un fléchissement du taux de MSN en période post-néonatale a été observé entre 1985-1989 et 1994-1998. Il reste que l'ampleur de la régression constatée a varié considérablement (tableau 1), le déclin le plus important étant survenu en Colombie-Britannique : RR 0,27 (IC à 95 % : 0,22-0,35). Aucune augmentation statistiquement significative du taux de mortalité post-néonatale due à la MSN n'a été relevée dans une province ou un territoire entre 1985-1989 et 1994-1998.

TABLEAU 1
Tendances relatives aux décès dus à la MSN en période post-néonatale pour 1 000 nouveau-nés qui ont survécu, provinces et territoires, Canada (à l'exclusion de Terre-Neuve et de l'Ontario), entre 1985-1989 et 1994-1998

 

1985-1989

1994-1998

Risque relatif de décès attribuable à la MSN en période post-néonatale entre 1985-1989 et 1994-1998 (IC à 95 %*)

Décès dus à la MSN en période post-néonatale

Taux de MSN en période post-néonatale (IC à 95 %*)

Décès dus à la MSN en période post-néonatale

Taux de MSN en période post-néonatale (IC à 95 %*)

Î.-P.-É.

8

0,82
(0,35-1,62)

4

0,49
(0,13-1,25)

0,59
(0,18-1,97)

Nouvelle-Écosse

72

1,18
(0,92-1,48)

25

0,48
(0,31-0,71)

0,41
(0,26-0,65)

Nouveau-Brunswick

45

0,93
(0,68-1,24)

26

0,63
(0,41-0,92)

0,68
(0,42-1,10)

Québec

200

0,47
(0,41-0,55)

157

0,38
(0,32-0,44)

0,80
(0,65-0,98)

Manitoba

63

0,74
(0,57-0,95)

50

0,65
(0,48-0,86)

0,86
(0,60-1,25)

Saskatchewan

94

1,10
(0,89-1,34)

61

0,92
(0,71-1,19)

0,84
(0,61-1,16)

Alberta

291

1,36
(1,21-1,53)

153

0,80
(0,68-0,94)

0,59
(0,49-0,72)

C.-B.

318

1,50
(1,34-1,67)

93

0,41
(0,33-0,50)

0,27
(0,22-0,35)

Yukon

3

1,25
(0,26-3,63)

5

2,26
(0,73-5,26)

1,81
(0,43-7,57)

T. N.-O.

16

2,16
(1,24-3,51)

16

2,18
(1,24-3,53)

1,01
(0,50-2,01)

Canada

1110

0,97
(0,91-1,03)

590

0,54
(0,50-0,59)

0,56
(0,51-0,62)

* IC - intervalle de confiance


Un examen de la distribution dans la population des principaux facteurs de risque liés à la MSN a révélé certains changements survenus au cours des deux périodes (tableau 2). La proportion des nourrissons ayant survécu, dont la mère et le père étaient soit très jeunes soit d'âge avancé, était en hausse, tout comme la proportion de bébés nés prématurément et très prématurément et la proportion de bébés de très petit poids et de bébés pesant plus de 4 000 grammes à la naissance.

TABLEAU 2
Distribution dans la population de certains facteurs de risque démographiques et périnatals
liés à la MSN, Canada (à l'exclusion de Terre-Neuve et de l'Ontario), 1985-1989

 

Nombre (%) de nouveau-nés ayant survécu durant la période post-néonatale 1985-1989

Nombre (%) de nouveau-nés ayant survécu durant la période post-néonatale 1994-1998

Changement (en pourcentage) observé entre 1985-1989 et 1994-1998 (IC à 95 %*)

1.

Âge de la mère (ans)

< 20

73 090 (6,4)

71 080 (6,6)

+3 (+2, +4)

20-24

288 890 (25,2)

221 595 (20,4)

-19 (-19, -18)

25-29

452 434 (39,5)

354 493 (32,7)

-17 (-17, -17)

30-34

255 594 (22,3)

306 635 (28,3)

+27 (+26, +27)

>= 35

76 612 (6,7)

130 414 (12,0)

+80 (+78, +82)

2.

 

Âge du père (ans)

< 20

11 166 (1,1)

17 164 (1,7)

+62 (+58, +65)

20-24

133 777 (12,9)

111 668 (11,3)

-12 (-13, -12)

25-29

385 435 (37,1)

274 143 (27,8)

-25 (-26, -25)

30-34

327 221 (31,5)

336 968 (34,1)

+8 (+8, +9)

>= 35

180 059 (17,4)

247 163 (25,0)

+44 (+44, +45)

3.

Sexe du bébé

Masculin

587 599 (51,2)

556 314 (51,3)

0 (0, 0)

Féminin

559 212 (48,8)

527 952 (48,7)

0 (0, 0)

4.

 

 

Âge gestationnel (semaines)

20-27

1 894 (0,2)

2 255 (0,2)

+26 (+18, +34)

28-31

6 016 (0,5)

6 308 (0,6)

+10 (+7, +14)

32-33

8 414 (0,7)

8 684 (0,8)

+9 (+6, +12)

34-36

52 770 (4,6)

55 750 (5,1)

+12 (+10, +13)

37-41

1 019 374 (88,9)

987 048 (91,0)

+2 (+2, +2)

>= 42

58 343 (5,1)

24 393 (2,3)

-56 (-56, -55)

5.

Poids à la naissance (grammes)

500-1499

6 800 (0,6)

7 436 (0,7)

+15 (+11, +19)

1500-2499

54 204 (4,8)

51 187 (4,7)

-1 (-2, +1)

2500-3999

949 926 (83,5)

891 292 (82,5)

-1 (-1, -1)

4000-5999

126 836 (11,2)

129 982 (12,0)

+8 (+7, +9)

6.

 

Parité

1

479 020 (42,7)

458 591 (42,6)

0 (-1, 0)

2

390 722 (34,9)

374 711 (34,8)

0 (-1, 0)

>= 3

251 496 (22,4)

243 568 (22,6)

+1 (0, +1)

* IC - intervalle de confiance


Une analyse a montré que les liens entre ces facteurs de risque et la MSN n'ont aucunement changé après la parution de la première déclaration conjointe. En effet, au cours de 1985-1989, le jeune âge de la mère, le jeune âge du père, le sexe masculin, la prématurité, l'insuffisance pondérale à la naissance et les naissances multiples étaient tous associés à un risque accru de MSN en période post-néonatale. Pendant la période qui a suivi immédiatement la parution de la déclaration conjointe, l'association entre ces facteurs et un risque accru de MSN s'est maintenue (tableau 3). Comme l'illustre le tableau 4, la prise en compte de plusieurs importants facteurs de risque démographiques et périnatals a eu un impact minime sur le calcul de l'effet de la période sur les taux de mortalité post-néonatale due à la MSN.

TABLEAU 3
Certains facteurs de risque démographiques et périnatals liés à la MSN, Canada
(à l'exclusion de Terre-Neuve et de l'Ontario), 1985-1989 et 1994-1998

   

1985-1989
*Rapports de cotes bruts
(IC à 95 %**)

1994-1998
*Rapports de cotes bruts
(IC à 95 %**)

1.

Âge de la mère (ans)

< 20

4,13 (3,46-4,93)

4,20 (3,28-5,38)

20-24

1,91 (1,64-2,22)

2,53 (2,04-3,13)

25-29

1

1

30-34

0,88 (0,72-1,06)

0,64 (0,48-0,84)

>= 35

0,91 (0,67-1,24)

0,65 (0,45-0,95)

2.

Âge du père (ans)

< 20

3,18 (2,28-4,45)

2,51 (1,74-3,62)

20-24

1,51 (1,29-1,78)

1,29 (1,03-1,61)

25-29

1

1

30-34

0,64 (0,55-0,75)

0,45 (0,36-0,56)

>= 35

0,61 (0,50-0,75)

0,29 (0,22-0,39)

3.

Sexe du bébé

Masculin

1,67 (1,48-1,89)

1,62 (1,37-1,91)

Féminin

1

1

4.

 

Âge gestationnel (semaines)

20-27

5,56 (2,88-10,75)

3,85 (1,44-10,30)

28-31

6,43 (4,54-9,11)

6,54 (4,13-10,35)

32-33

3,89 (2,67-5,67)

5,50 (3,58-8,43)

34-36

2,32 (1,90-2,85)

2,60 (2,01-3,37)

37-41

1

1

>= 42

1,00 (0,75-1,33)

1,15 (0,67-2,00)

5.

Poids à la naissance (grammes)

500-1499

6,05 (4,35-8,41)

5,44 (3,43-8,61)

1500-2499

2,47 (2,04-2,99)

3,61 (2,87-4,55)

2500-3999

1

1

4000-5999

0,65 (0,51-0,82)

0,87 (0,65-1,15)

6.

Parité

 

1

1

1

 

2

1,48 (1,28-1,71)

1,59 (1,29-1,96)

 

>= 3

2,19 (1,89-2,53)

2,82 (2,30-3,46)

* Le rajustement des données à l'aide de la méthode de régression logistique pour tenir compte de tous
les facteurs énumérés n'a modifié en rien les rapports de cotes bruts.

** Intervalle de confiance

TABLEAU 4
Risques relatifs bruts et séquentiellement rajustés (intervalle de confiance [IC] à 95 %) pour tenir compte de l'effet de la période sur les taux de MSN en période post-néonatale, Canada

Facteur de risque

Risque relatif
(IC à 95 %)

Période de 1994-1998 contre 1985-1989 (données brutes)

0,56 (0,51-0,62)

Période de 1994-1998 contre 1985-1989

 

 

Âge de la mère

0,59 (0,53-0,65)

Plus la parité

0,59 (0,53-0,65)

Plus le sexe du bébé

0,59 (0,53-0,65)

Plus l'âge gestationnel

0,58 (0,53-0,65)


Selon un examen de la proportion de décès dus à la MSN en période post-néonatale au cours de chaque saison, des tendances saisonnières significatives n'étaient présentes qu'au cours de la période précédant la publication de la déclaration conjointe en 1993. Entre 1985 et 1989, 29,4 % de tous les décès de ce type se sont produits au cours de janvier-mars, contre 25,2 %, 20,4 % et 25,1 % au cours d'avril-juin, de juillet-septembre et d'octobre-décembre, respectivement (p = 0,0493). Cette prédominance hivernale n'était plus significative au cours de la période de 1994-1998, où 27,2 % des cas de mortalité post-néonatale attribuable à la MSN sont survenus en janvier-mars, contre 26,6 %, 21,9 % et 24,4 % en avril-juin, en juillet-septembre et en octobre-décembre, respectivement (p = 0,41).

Analyse

Le taux de mortalité post-néonatale imputable à la MSN a connu un net recul entre 1985 et 1998 au Canada. Notre analyse a révélé que la mortalité post-néonatale due à toutes les autres causes (sauf la MSN et les anomalies congénitales) a suivi une courbe descendante analogue à la fin des années 1980 et au début des années 1990. De plus, la première baisse du taux de MSN post-néonatale a précédé la parution de la première déclaration conjointe sur la réduction du risque de MSN. Toutefois, notre analyse montre également que le fléchissement du taux de mortalité post-néonatale due à la MSN avant et après la parution de la première déclaration conjointe était significativement plus marqué que la réduction du taux de mortalité post-néonatale attribuable aux autres causes. Ce constat corrobore l'idée que les premiers efforts entrepris par les autorités canadiennes pour réduire le risque de MSN ont porté fruit. Il rejoint aussi les conclusions tirées dans bien d'autres pays, dont la Nouvelle-Zélande, l'Australie, la Norvège, le Danemark, la Suède, l'Angleterre et le pays de Galles2,9,10. En outre, il se dégage de données provinciales/territoriales plus récentes recueillies par la Fondation canadienne pour l'étude de la mortalité infantile que le taux de MSN a connu un autre recul en 1999 et en 200011.

Des données montrant une évolution de la prévalence de facteurs de risque dans la population renforceraient l'idée que les efforts de réduction du risque ont eu des répercussions favorables. En Australie, près de 70 % de la baisse de l'incidence de la MSN a été attribuée à une baisse de popularité de la position ventrale pendant le sommeil12. Aux Pays-Bas, une relation entre des changements dans l'utilisation de la position ventrale pendant le sommeil et l'évolution des taux de mortalité due à la MSN a été mise en évidence au fil du temps13. Au Canada, on ne possède pas de données à l'échelle nationale permettant de réaliser de telles évaluations par rapport à la première campagne de réduction du risque. En Australie, moins de 10 % de la baisse des taux de MSN a été attribuée à des changements liés à d'autres facteurs de risque, comme le tabagisme12. Au Canada, les données sur le tabagisme prénatal et l'exposition du bébé à la fumée de tabac ambiante pendant la période étudiée font aussi gravement défaut. Il existe des données sur les taux nationaux et régionaux de tabagisme prénatal pour la période qui a suivi la parution de la première déclaration conjointe14. Toutefois, en l'absence de données comparables sur le tabagisme pendant la période précédant la parution de la première déclaration conjointe sur la réduction du risque, il est difficile d'attribuer à celle-ci le recul de la mortalité post-néonatale due à la MSN.

D'après notre étude, les taux provinciaux et territoriaux de mortalité attribuable à la MSN fluctuent considérablement, tout comme les taux de MSN par rapport à la première campagne de réduction du risque. Cette variation pourrait s'expliquer par des différences régionales dans la prévalence de divers facteurs de risque de MSN dans la population. Là encore, on ne dispose pas de données fiables et comparables d'une province et d'un territoire à l'autre sur des facteurs tels que la position pendant le sommeil et le tabagisme, que ce soit avant ou après la parution de la première déclaration.

L'écart observé entre les taux provinciaux/ territoriaux peut tenir à d'autres facteurs, comme les différences dans la composition des populations régionales. Dans plusieurs pays, notamment au Canada, il est reconnu que les populations autochtones sont particulièrement exposées au risque de MSN15,16. De plus, une baisse moins marquée des taux de MSN observée dans certains sous-groupes ethniques et catégories socio-économiques inférieures a été associée à une connaissance moins grande, dans ces groupes, des moyens de prévention de la MSN2. Les données nationales ne nous permettent pas de comparer les taux de MSN à la lumière de l'information sur les facteurs de risque observés dans certains sous-groupes de la population canadienne, comme les catégories socio-économiques inférieures, les Autochtones et les immigrants de fraîche date. Enfin, la variabilité des taux de mortalité post-néonatale due à la MSN et du recul observé pourrait aussi être imputable à certains efforts déployés par les provinces/territoires en santé publique.

Comme nous l'avions prévu, certains changements ont été observés dans la distribution dans la population de facteurs de risque démographiques et périnatals associés à la MSN au cours des deux périodes étudiées. Citons notamment la tendance à la hausse de la maternité tardive et l'augmentation des taux de prématurité, phénomènes abondamment documentés14. En ce qui a trait à la signification de ces facteurs de risque établis, nous n'avons constaté aucun changement important entre les deux périodes, constat qui a été dressé ailleurs, notamment aux Pays-Bas et en Angleterre17,18. La prise en compte d'un effet rajusté de la période sur la baisse des taux de MSN en période post-natale a mis en lumière un fait capital, à savoir que la chute marquée des taux de MSN observée au Canada ne s'explique par aucun des changements dans les facteurs de risque démographiques et périnatals relevés au cours des deux périodes. Cette conclusion vient confirmer l'idée que la campagne de réduction du risque a porté fruit.

Il ressort également de notre étude que la nette prédominance hivernale de la mortalité post-néonatale due à la MSN était présente avant les premiers efforts de réduction du risque mais a disparu au cours de la période consécutive à la parution de la déclaration conjointe. L'hypothèse d'une prédominance saisonnière associée à la MSN, a déjà été écartée dans d'autres études. Ainsi, une étude réalisée au R.-U. a signalé une baisse, au fil du temps, de la proportion de décès survenus pendant la saison froide, qui est passée de 34 % en 1990-1991 à 27 % en 1995-199618. En revanche, d'autres pays, dont l'Australie, signalent la persistance d'un effet saisonnier, malgré une baisse de son ampleur19. On ne saisit pas parfaitement le caractère étiologique d'un effet saisonnier, ni les raisons qui expliquent la variabilité des tendances saisonnières.

Notre étude comporte plusieurs limites possibles. Premièrement, les données sur les causes de décès ont été extraites de certificats de décès qui ne mentionnent qu'une seule cause initiale du décès, d'où de possibles erreurs de classement de certains décès chez les nourrissons. De surcroît, si un diagnostic de MSN ne peut être posé au moment de l'établissement du certificat de décès, la version actualisée du diagnostic doit être communiquée à temps à Statistique Canada pour la publication de statistiques relatives à la mortalité. Le non-respect de cette échéance entraînerait une sous-estimation du nombre de cas de MSN.

Deuxièmement, les vastes bases de données contiennent inévitablement des erreurs, entre autres de transcription.

Troisièmement, comme le diagnostic de MSN est un diagnostic d'exclusion, il peut varier selon la capacité du coroner/du médecin légiste de détecter les autres causes possibles. Par exemple, selon une étude réalisée au Québec, la probabilité qu'un diagnostic autre que la MSN soit posé est plus grande si l'autopsie est pratiquée dans un centre doté de ressources spécialisées en pathologie pédiatrique20.

Quatrièmement, le moment exact de l'«intervention» retenu aux fins de cette étude n'est pas bien défini. Au Canada, la première déclaration conjointe a été rendue publique en 1993 et a été suivie en 1994 et en 1995 de campagnes de promotion menées à l'échelle nationale. En outre, aux États-Unis, l'American Academy of Pediatrics s'est prononcé officiellement en 199221 sur la position recommandée pendant le sommeil, et à l'époque, ses recommandations ont été suivies par certains Canadiens. Enfin, l'absence de données sur les facteurs de risque comparables à l'échelle nationale, avant et après la parution du premier énoncé conjoint, représente une autre lacune de l'étude.

En conclusion, la mortalité post-néonatale attribuable à la MSN au Canada a connu un net fléchissement entre 1985 et 1998. La baisse du taux de MSN observée avant et après la parution de la première déclaration conjointe était plus marquée que le recul de la mortalité post-néonatale imputable à d'autres causes. En outre, le rajustement de cet effet de la période pour tenir compte des principaux facteurs de risque démographiques et périnatals associés à la MSN n'a modifié en rien le recul observé. Ces constats viennent corroborer l'idée que les premiers efforts de réduction du risque ont porté fruit. Toutefois, sans données détaillées sur les facteurs de risque à l'échelle du pays et des provinces/territoires, il est malaisé d'attribuer directement à la première déclaration conjointe la tendance à la baisse constatée. Les responsables des futures campagnes de réduction du risque devraient tenir compte des sources de données existantes et de leurs lacunes pour brosser un tableau rigoureux de la situation.

Remerciements : Le Dr Joseph bénéficie d'une bourse de recherche clinique décernée par la Faculté de médecine de l'Université Dalhousie et d'une bourse de nouveau chercheur Peter Lougheed-IRSC. Le Dr Kramer est un chercheur chevronné des Instituts de recherche en santé du Canada. Nous tenons à remercier les directeurs de l'état civil des provinces et des territoires qui nous ont donné accès aux données. Nous sommes redevables à Sudha Busavaraj et à Ling Huang pour le travail de programmation accompli à l'aide du logiciel SAS.

Références

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  2. Ponsonby AL, Dwyer T, Cochrane J. Population trends in sudden infant death syndrome. Semin Perinatol 2002;26:296-305.
  3. Injury Prevention Committee, Canadian Paediatric Society. Reducing the risk of sudden infant death. Paediatr Child Health 1996;1:63-7.
  4. Millar W, Hill G. Prevalence of and risk factors for sudden infant death syndrome in Canada. Journal de l'Association médicale canadienne 1993;149:629-35.
  5. Fair ME, Cyr M. La Base canadienne de données sur les naissances : un nouvel outil de recherche pour étudier l'issue de la grossesse. Rapport sur la santé 1993;5:281-90.
  6. Fair ME, Cyr M, Allen AC, et coll. pour le Groupe d'étude sur la santé foetale et infantile. Une évaluation de la validité d'un système informatique pour le couplage probabiliste des enregistrements de naissances et de décès de nourrissons au Canada. Maladies chroniques au Canada 2000;21:8-14.
  7. Joseph KS, Kramer MS. Recent trends in infant mortality rates and proportions of low-birth-weight live births in Canada. Journal de l'Association médicale canadienne 1997;157:535-41.
  8. Liu S, Joseph KS, Kramer MS, et al for the Fetal and Infant Health Study Group. Relationship of prenatal diagnosis and pregnancy termination to overall infant mortality in Canada. JAMA 2002;287:1561-67.
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  10. Gilbert R. The changing epidemiology of SIDS. Arch Dis Child 1994;70:445-49.
  11. Canadian Foundation for the Study of Infant Deaths. Rate of SIDS in Canada per 1000 live births: 1990-2000. URL: . Accès : juin 2003.
  12. Dwyer T, Ponsonby AL, Blizzard L, et al. The contribution of changes in the prevalence of prone sleeping position to the decline in sudden infant death syndrome in Tasmania. JAMA 1995;273:783-89.
  13. Engelberts AC, de Jonge GA, Kostense PJ. An analysis of trends in incidence of sudden infant death in The Netherlands 1969-89. J Paediatr Child Health 1991;27:329-33.
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  21. American Academy of Pediatrics. AAP Task Force on Infant Positioning and SIDS: positioning and SIDS. Pediatrics 1992;89:1120-26.

Coordonnées des auteurs

ID Rusen, Shiliang Liu, Division de la surveillance de la santé et de l'épidémiologie, Centre de développement de la santé humaine (CDSH), Santé Canada, Ottawa (Ontario), Canada

Reg Sauve, Départements de pédiatrie et de sciences de la santé communautaire, Université de Calgary, Calgary (Alberta), Canada

KS Joseph, Recherche en épidémiologie périnatale, Départements d'obstétrique, de gynécologie et de pédiatrie, Université Dalhousie, Halifax (Nouvelle-Écosse), Canada

Michael S Kramer, Départements de pédiatrie, d'épidémiologie et de biostatistique, Université McGill, Montréal (Québec)

Personne ressource : Dr ID Rusen, Division de la surveillance de la santé et de l'épidémiologie, IA 1910C, Pré Tunney, Ottawa (Ontario), Canada, K1A 0L2 ; Fax : (613) 941-9927; Courriel : CPSS@hc-sc.gc.ca


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