ARCHIVÉ - Maladies chroniques au Canada

 

Volume 30, no. 4, Septembre 2010

Troubles du spectre autistique, caractéristiques de la mère et complications obstétricales chez les enfants issus d’une grossesse unique en Alberta (Canada)

I. Burstyn, Ph. D. (1,2); F. Sithole, Ph. D. (1); L. Zwaigenbaum, M.D. (3)

Rattachement

  1. Community and Occupational Medicine Program, Department of Medicine, Faculty of Medicine and Dentistry, Université de l’Alberta, Edmonton, Alberta

  2. Department of Environmental and Occupational Health, School of Public Health, Université Drexel, Philadelphie, Pennsylvanie, États-Unis

  3. Department of Pediatrics, Faculty of Medicine and Dentistry, Université de l’Alberta, Edmonton, Alberta

Correspondance : Igor Burstyn, Associate Professor, Department of Environmental and Occupational Health, School of Public Health, Drexel University, 1505 Race Street, Room 1327, Philadelphia (PA) 19102, États-Unis; tél. : 1-215-762-2267; téléc. : 1-215-762-8846; courriel : Igor.Burstyn@drexel.edu

Résumé

Objectif : Déterminer si des caractéristiques de la mère ou des complications obstétricales sont associées à un risque accru de troubles du spectre autistique (TSA) chez l’enfant.

Méthodologie : Selon les dossiers d’accouchements de la province, 218 890 naissances vivantes uniques ont été recensées en Alberta (Canada) entre le 1er janvier 1998 et le 31 décembre 2004. En nous basant sur les codes de diagnostic de la CIM9 établis par les médecins au moment de la facturation, nous avons suivi ces sujets jusqu’au 31 mars 2008 afin de déterminer s’ils étaient atteints d’un TSA. Les facteurs de risque maternels et obstétricaux ont également été extraits du PDR (Physicians Desk Reference).

Résultats : Les données relatives à la prévalence et à l’incidence des TSA en Alberta concordent avec celles qui ont été enregistrées ailleurs et semblent indiquer une hausse récente des taux de diagnostic ou d’incidence. La prévalence des TSA était cinq fois plus élevée chez les garçons que chez les filles. L’âge auquel le diagnostic était le plus souvent posé était de 3 ans. La modélisation du risque relatif a indiqué que le risque de TSA était élevé chez les enfants nés d’une mère plus âgée ou lorsqu’il y a eu des complications pendant la grossesse ou l’accouchement.

Conclusion : Certaines caractéristiques de la mère et complications obstétricales sont associées à un risque accru de TSA chez l’enfant. Dans le cas des enfants nés d’une mère autochtone, nous avons constaté que les taux de TSA étaient plus faibles et que le diagnostic était posé à un âge plus tardif, des conclusions qui devront faire l’objet de recherches approfondies.

Mots clés : troubles du spectre autistique, épidémiologie, études de cohorte, Alberta

Introduction

Les troubles du spectre autistique (TSA) sont un ensemble de troubles neurologiques du développement qui se manifestent habituellement avant l’âge de trois ans par des anomalies de la communication verbale et non verbale, une altération des interactions sociales ainsi que des comportements répétitifs et restreints1. Les TSA ont pour effet de diminuer la qualité de vie tant de l’enfant atteint que de ses parents et d’occasionner des coûts économiques énormes pour la société2. Au Canada, on a mené relativement peu d’études sur la prévalence des TSA dans la population. Une étude menée en 2006 à Montréal auprès de 27 749 enfants nés entre 1987 et 1998 a révélé une prévalence de 6,5 pour 1 0003, ce qui concorde avec les estimations de la prévalence des TSA aux États-Unis et au Royaume-Uni au cours des dernières années4-7a; selon les estimations de 2002 des organismes de services du Manitoba et de l’Île-du-Prince-Édouard, la prévalence des TSA chez les enfants de 5 à 9 ans se situerait entre 3,8 et 4,1 pour 1 0008; en Colombie-Britannique, une base de données scolaire a révélé que la prévalence des TSA chez les enfants de 9 ans s’établissait à 4,3 pour 1 000 en 20049a. (Cependant, nous avons constaté que les bases de données liées aux services peuvent souffrir d’un biais de substitution de diagnostic9b,10.) De façon générale, on observe les tendances suivantes : la prévalence des TSA augmente au sein des cohortes7b de naissance récentes et les diagnostics sont posés plus tôt. Cependant, selon les estimations récentes des Centers for Disease Control and Prevention des États-Unis, qui s’appuient sur les données des populations de 14 États, l’âge médian des enfants au moment du diagnostic se situe entre 4 et 5 ans11.

On comprend mal l’étiologie des TSA, mais on pense que des facteurs génétiques et environnementaux pourraient jouer un rôle dans ces troubles. Bien que des facteurs de risque génétiques soient clairement établis12a, le rôle des facteurs de risque environnementaux demeure difficile à cerner. Selon un examen récent portant uniquement sur sept études épidémiologiques, l’âge avancé des parents, la restriction de croissance fœtale et l’hypoxie fœtale ou néonatale seraient associés à un risque accru de TSA13a. En s’appuyant sur une méta-analyse de 40 études pertinentes, d’autres ont conclu que, même s’il est trop tôt pour supposer que certaines complications de la grossesse peuvent être à l’origine de TSA, on signale un excès de complications prénatales parmi les enfants atteints de TSA14a.

Vu le manque de données canadiennes sur l’épidémiologie des TSA et la nécessité de confirmer, au sein de populations importantes, représentatives et variées13b, les conclusions concernant les facteurs de risque liés aux caractéristiques de la mère et aux complications obstétricales, nos objectifs consistaient 1) à estimer l’incidence et la prévalence des TSA dans une cohorte de naissance de sujets résidant en Alberta et 2) à évaluer si certaines caractéristiques de la mère ou complications obstétricales étaient associées aux TSA dans cette population.

Méthodologie

Appariement des dossiers

Les dossiers d’accouchement de l’Alberta Perinatal Health Program (APHP) ont permis d’établir des cohortes de naissances vivantes uniques dans la province de l’Alberta (Canada) entre le 1er janvier 1998 et le 31 décembre 2004. L’APHP a fourni des renseignements sur les facteurs de risque prénatals et périnatals pertinents. Les renseignements sur les facteurs de risque ont été recueillis au moment de l’admission à l’hôpital pour l’accouchement, dans le cadre de la prestation des soins cliniques de base. Ces renseignements sont considérés comme exacts, et toute incohérence dans les dossiers a fait l’objet d’un examen minutieux par l’APHP; si une erreur apparente dans les dossiers d’accouchement n’a pas pu être corrigée, l’APHP a enregistré une valeur manquante pour la variable correspondante. Dans le cas du poids et de la taille de la mère, les valeurs seuils ont été imposées par la nature des données saisies dans les dossiers d’accouchement : nous n’avions pas accès aux données réelles.

Pour le suivi de la cohorte à l’aide des dossiers conservés par l’Alberta Health and Wellness (AHW), nous avons utilisé le numéro de santé personnel unique de la mère et celui de l’enfant, de même que le sexe et la date de naissance de chaque enfant figurant dans les dossiers de l’APHP. Dans le cadre du régime d’assurance-maladie universel de l’Alberta, tous les résidents bénéficient des services de médecins et d’hôpitaux, les frais étant facturés au gouvernement en lien avec des codes de diagnostic précis de la Classification statistique internationale des maladies et des problèmes de santé connexes, 9e révision (CIM9). Seuls les enfants dont le dossier de l’APHP a été apparié sans ambiguïté au dossier de l’AHW ont été suivis par l’AHW jusqu’au 31 mars 2008. Le suivi portait sur 1) les deux codes de diagnostic figurant dans le dossier de facturation du médecin et liés aux TSA : 299.0 et 299.8 selon la CIM9; 2) la date de chaque « service » lié aux TSA; 3) la spécialité du médecin; 4) le lieu de résidence et le décès de l’enfant (au cours d’un exercice se terminant le 31 mars) et 5) le statut socioéconomique de la mère ou son statut d’Autochtone (les données disponibles ne nous ont pas permis de classer les mères autochtones selon leur statut socioéconomique).

Le protocole d’étude a été approuvé par le Health Ethics Research Board de l’Université de l’Alberta et les responsables des bases de données utilisées. Les données nominatives n’ont pas été fournies aux chercheurs.

Analyses statistiques

Pour estimer la prévalence des TSA, nous avons utilisé quatre définitions de cas différentes, dont le degré de rigueur variait entre « une déclaration par un médecin » à « la facturation, par un pédiatre ou un psychiatre, d’au moins deux services liés à un code de diagnostic de TSA ». Les cas d’incidence de TSA ont été définis comme étant le premier service fourni par un médecin associé à un code de diagnostic de TSA (la date de la première déclaration a été utilisée comme donnée substitutive de l’âge au moment du diagnostic). Nous avons estimé séparément l’incidence annuelle pour chaque sous-cohorte, définie selon l’année de naissance et le sexe. Nous reconnaissons que cette définition de l’incidence ne représente pas, à proprement parler, le moment exact où les TSA sont apparus et que, à ce titre, notre évaluation des cas d’incidence s’apparente plutôt à des cas « reconnus » ou « diagnostiqués ». En conséquence, nous avons utilisé dans le présent article la notion d’incidence (presque impossible à estimer à partir de données administratives dans le cas de troubles psychiatriques ou d’affections chroniques) en tenant compte de la mise en garde susmentionnée et en acceptant le fait qu’il s’agit simplement de l’approximation d’une incidence non mesurable. Après avoir calculé le taux de prévalence brut des TSA pour les valeurs de chaque facteur de risque, nous avons obtenu le risque relatif (RR) et l’intervalle de confiance (IC) à 95 % correspondant au moyen d’un modèle de régression log-binomiale prenant en compte toutes les covariables simultanément. Pour tenir compte de la concentration possible du risque chez les enfants nés d’une même mère, nous avons introduit un « effet mère » aléatoire à l’aide d’équations d’estimation généralisée ayant une structure de covariance à symétrie composée. Nous avons effectué un certain nombre d’analyses de sensibilité pour étudier les biais possibles découlant d’une mauvaise classification des résultats, des facteurs de confusion non contrôlés liés aux données sur la parité, de la brièveté de la période de suivi dans le cas des naissances survenues après 2002, de l’enchaînement de causalité entre l’indice d’Agpar à 1 minute et celui à 5 minutes, de même que de l’incertitude quant à l’enchaînement de causalité associé au tabagisme. Toutes les analyses ont été réalisées à l’aide du logiciel SAS version 9.1 (SAS Institute, Cary, NC).

Résultats

Nous avons recensé 273 343 naissances vivantes uniques en Alberta entre 1998 et 2004. Sur ce nombre, 25 970enfants n’ont pas pu être identifiés sans ambiguïté par l’AHW, 28 421 sont décédés ou ont déménagés pendant le suivi et on ne disposait pas des renseignements sur le sexe pour 62 enfants, de sorte qu’il est resté 218 890 sujets pour la réalisation de l’analyse de la prévalence et de l’incidence des TSA. Les 28 421 enfants exclus de l’étude en raison d’un suivi incomplet présentaient une distribution semblable à celle des sujets retenus en ce qui concerne les facteurs de risque (détails non présentés dans cet article).

Le tableau 1 illustre les répercussions des diverses définitions de cas sur les estimations de prévalence des TSA. La prévalence des TSA chez les deux sexes combinés variait suivant un facteur de 1,7 : de 3 pour 1 000 (deux services facturés par un psychiatre ou un pédiatre) à 5,2 pour 1 000 (une déclaration par un médecin). Quelle que soit la définition de cas, les garçons affichaient une prévalence cinq fois plus élevée que les filles. Les analyses subséquentes ont d’abord défini les TSA comme étant fondés sur « une déclaration d’un médecin », puis ont ensuite été répétées à l’aide de la définition de cas la plus rigoureuse. Les estimations de prévalence sont précises avec une erreur type de l’ordre de 0,1 à 0,3 pour 1 000.

 

Tableau 1
Prévalence des troubles du spectre autistiquea parmi les naissances vivantes uniques en Alberta entre 1998 et 2004
Définition de cas Deux sexes N = 218 890 Garçons N = 111 960 Filles N = 106 930
  Effectifs Taux pour 1 000 (ET)b Effectifs Taux pour 1 000 (ET)b Effectifs Taux pour 1 000 (ET)b
Une déclaration
Par un médecin 1 138 5,2 (0,2) 952 8,5 (0,3) 186 1,7 (0,1)
Par un pédiatre ou un psychiatre 1 016 4,6 (0,2) 849 7,6 (0,3) 167 1,6 (0,1)
Deux déclarations
Par un médecin 743 3,4 (0,1) 638 5,7 (0,2) 105 1,0 (0,1)
Par un pédiatre ou un psychiatre 663 3,0 (0,1) 566 5,1 (0,2) 97 0,9 (0,1)

Abréviations : N, taille de l’échantillon général; ET, erreur type.

a Codes pertinents de la CIM-9 dans l’un des trois champs de diagnostic associés à la facturation du médecin. Les sujets ont été suivis jusqu’au 31 mars 2008.

b Erreur type du taux calculée comme suit : 1 000 × (taux/1 000)(1 - taux/1 000)/N)0,5.

 

Les tendances de l’incidence annuelle selon l’âge et le sexe révèlent que le diagnostic est le plus souvent posé entre 3 et 4 ans pour les deux sexes (tableau 2). Dans les cohortes de naissance les plus récentes, l’incidence annuelle est 4 à 5 fois plus élevée chez les enfants de 3 ans (passant de 0,52 pour 1 000 en 1998 à 2,32 pour 1 000 en 2004 pour l’ensemble). Les profils des résultats du tableau 2 sont également visibles sur la figure 1 pour les garçons et sur la figure 2 pour les filles. Dans l’ensemble des groupes d’âge, la tendance générale montre une incidence annuelle plus élevée des TSA chez les cohortes de naissance les plus récentes. Comme les estimations de l’incidence annuelle chez les cohortes de naissance reposent sur un petit nombre de sujets, chaque estimation est imprécise; l’erreur type du taux peut atteindre 70 à 100 % dans le cas des enfants en bas âge (moins de 2 ans) et des filles, mais ne dépasse pas 10 à 20 % pour les enfants plus âgés ou faisant partie des cohortes de naissance les plus récentes. Le tableau 2 affiche toutes les valeurs utilisées pour effectuer ces calculs. En raison de l’imprécision de ces estimations, nous n’avons pas pu créer d’autres modèles, mais nous avons examiné de façon plus approfondie les effets liés au sexe et à la cohorte de naissance, après avoir tenu compte des facteurs prénatals et périnatals (tableau 4).

Tableau 2
Nombre de casa de troubles du spectre autistique et taux d’incidenceb selon l’année de naissance, l’âge au moment du diagnostic et le sexe, parmi les naissances vivantes uniques en Alberta entre 1998 et 2004, suivi jusqu’au 31 mars 2008
Âge (années)c 1 2 3 4 5 6 7 8 9
Année de naissance Taille de la cohorte n Taux pour 1 000 n Taux pour 1 000 n Taux pour 1 000 n Taux pour 1 000 n Taux pour 1 000 n Taux pour 1 000 n Taux pour 1 000 n Taux pour 1 000 n Taux pour 1 000
Deux sexes
1998 28 953 3 0,10 4 0,14 15 0,52 37 1,28 21 0,73 22 0,76 24 0,83 21 0,73 27 0,94
1999 29 466 4 0,14 9 0,31 29 0,98 34 1,16 29 0,99 33 1,12 21 0,72 36 1,23    
2000 29 222 1 0,03 22 0,75 28 0,96 40 1,37 32 1,10 22 0,76 29 1,00        
2001 30 127 2 0,07 11 0,37 46 1,53 40 1,33 29 0,97 35 1,17            
2002 31 775 1 0,03 21 0,66 52 1,64 48 1,51 51 1,61                
2003 33 917 2 0,06 31 0,91 54 1,59 59 1,74                    
2004 35 430 3 0,08 28 0,79 82 2,32                        
TOTAL 218 890 16 0,07 126 0,58 306 1,40 258 1,18 162 0,74 112 0,51 74 0,34 57 0,26 27 0,12
Garçons
1998 14 874 1 0,07 2 0,13 14 0,94 34 2,29 21 1,42 19 1,28 23 1,56 18 1,22 21 1,42
1999 15 059 3 0,20 8 0,53 25 1,66 27 1,80 26 1,73 23 1,54 20 1,34 31 2,08    
2000 14 858 1 0,07 17 1,14 25 1,68 36 2,43 29 1,96 20 1,36 24 1,63        
2001 15 489 2 0,13 10 0,65 36 2,33 37 2,40 22 1,43 32 2,08            
2002 16 224 0 0,00 15 0,92 39 2,41 38 2,35 41 2,54                
2003 17 325 1 0,06 22 1,27 47 2,72 52 3,01                    
2004 18 131 3 0,17 17 0,94 70 3,87                        
TOTAL 111 960 11 0,10 91 0,81 256 2,29 224 2,01 139 1,25 94 0,85 67 0,60 49 0,44 21 0,19
Filles
1998 14 079 2 0,14 2 0,14 1 0,07 3 0,21 7 0,50 3 0,21 1 0,07 3 0,21 6 0,43
1999 14 407 1 0,07 1 0,07 4 0,28 3 0,21 3 0,21 10 0,69 1 0,07 5 0,35    
2000 14 364 0 0,00 5 0,35 1 0,07 4 0,28 3 0,21 2 0,14 5 0,35        
2001 14 638 0 0,00 0 0,00 10 0,68 3 0,21 7 0,48 5 0,34            
2002 15 551 1 0,06 6 0,39 13 0,84 10 0,64 9 0,58                
2003 16 592 1 0,06 9 0,54 7 0,42 8 0,48                    
2004 17 299 0 0,00 11 0,64 10 0,58                        
TOTAL 106 930 5 0,05 34 0,32 46 0,43 31 0,29 29 0,27 20 0,19 7 0,07 8 0,07 6 0,06

Abréviations : n = effectif.

a Nombre de cas de troubles du spectre autistique, un cas se définissant selon la règle suivante : une déclaration par un médecin.

b Pour 1 000 membres de la cohorte de naissance (cas prévalents exclus du dénominateur).

c Approximation selon l’âge auquel le diagnostic a été posé.

Figure 1
Taux d'incidence des troubles du spectre autistique pour 1 000 garçons, selon la cohorte de naissance (1998 à 2004), Alberta

figure-1 : Taux d'incidence des troubles du spectre autistique pour 1 000 garçons, selon la cohorte de naissance (1998 à 2004), Alberta
Figure 1, Texte Équivalent

Taux d'incidence des troubles du spectre autistique pour 1 000 garçons, selon la cohorte de naissance (1998 à 2004), Alberta

Les tendances de l’incidence annuelle selon l’âge et le sexe révèlent que le diagnostic est le plus souvent posé entre 3 et 4 ans pour les deux sexes (tableau 2). Dans les cohortes de naissance les plus récentes, l’incidence annuelle est 4 à 5 fois plus élevée chez les enfants de 3 ans (passant de 0,52 pour 1 000 en 1998 à 2,32 pour 1 000 en 2004 pour l’ensemble). Les profils des résultats du tableau 2 sont également visibles sur la figure 1 pour les garçons et sur la figure 2 pour les filles. Dans l’ensemble des groupes d’âge, la tendance générale montre une incidence annuelle plus élevée des TSA chez les cohortes de naissance les plus récentes.

Figure 2
Taux d'incidence des troubles du spectre autistique pour 1 000 filles, selon la cohorte de naissance (1998 à 2004), Alberta

 

figure_2 :   Taux d'incidence des troubles du spectre autistique pour 1 000 filles, selon la cohorte de naissance (1998 à 2004), Alberta
Figure 2, Texte Équivalent

Taux d'incidence des troubles du spectre autistique pour 1 000 filles, selon la cohorte de naissance (1998 à 2004), Alberta

Les tendances de l’incidence annuelle selon l’âge et le sexe révèlent que le diagnostic est le plus souvent posé entre 3 et 4 ans pour les deux sexes (tableau 2). Dans les cohortes de naissance les plus récentes, l’incidence annuelle est 4 à 5 fois plus élevée chez les enfants de 3 ans (passant de 0,52 pour 1 000 en 1998 à 2,32 pour 1 000 en 2004 pour l’ensemble). Les profils des résultats du tableau 2 sont également visibles sur la figure 1 pour les garçons et sur la figure 2 pour les filles. Dans l’ensemble des groupes d’âge, la tendance générale montre une incidence annuelle plus élevée des TSA chez les cohortes de naissance les plus récentes.

Tableau 3
Troubles du spectre autistique et facteurs de risque prénatals et périnatals parmi les naissances vivantes uniques en Alberta entre 1998 et 2004 (le modèle de risque relatif englobe les tableaux 3 et 4)
Facteur de risque   Nombre de cas de TSA Nombre de naissances vivantes uniques Taux brut (pour 1 000 naissances)a RRb IC à 95 %
Âge de la mère (années) ≤ 25 276 66 736 4,1 1,00     —
25 ≤ 30 372 70 256 5,3 1,31 1,11 - 1,56
30 ≤ 35 339 56 369 6,0 1,51 1,26 - 1,80
> 35 149 24 573 6,1 1,57 1,25 - 1,97
Inconnu 2 956 2,1 0,56 0,14 - 2,27
Poids de la mère > 91 kg Oui 109 17 417 6,3 1,18 0,96 - 1,44
Non 1013 197 800 5,1 1,00      —
Inconnu 16 3673 4,4 c  
Poids de la mère < 45 kg Oui 11 1097 10,0 2,15 1,20 - 3,85
Non 1111 214 120 5,2 1,00     —
Inconnu 16 3673 4,4 c  
Taille de la mère < 152 cm Oui 16 3941 4,1 0,64 0,39 - 1,05
Non 1106 211 279 5,2 1,0     —
Inconnue 16 3670 4,4 c  
Diabète antérieur à la grossesse Oui 16 1645 9,7 1,65 1,01 - 2,71
Non 1106 213 575 5,2 1,00     —
Inconnu 16 3670 4,4 c  
Diabète gestationnel Oui 54 7453 7,2 1,24 0,94 - 1,65
Non 1068 207 767 5,1 1,00     —
Inconnu 16 3670 4,4 c  
Saignements < 20 semaines Oui 90 12 323 7,3 1,34 1,08 - 1,67
Non 1032 202 897 5,1 1,00     —
Inconnus 16 3670 4,4 c  
Saignements ≥ 20 semaines Oui 45 7046 6,4 1,05 0,78 - 1,43
Non 1077 208 174 5,2 1,00     —
Inconnus 16 3670 4,4 c  
Tout usage du tabac Oui 191 45 846 4,2 0,86 0,72 - 1,02
Non 931 169 374 5,5 1,00     —
Inconnu 16 3670 4,4 c  
Faible gain pondéral (< 0,5 kg/semaine entre 26 et 36 semaines ) Oui 15 3095 4,8 0,95 0,57 - 1,59
Non 1107 212 125 5,2 1,00     —
Inconnu 16 3670 4,4 c  
Parité 0 535 90 431 5,9 1,00     —
1 416 75 519 5,5 0,91 0,79 - 1,04
2 119 31 962 3,7 0,61 0,49 - 0,76
3 39 11 493 3,4 0,54 0,38 - 0,75
≥ 4 24 8174 2,9 0,50 0,32 - 0,76
Inconnue 5 1311 3,8 0,79 0,33 - 1,92
Statut socioéconomique de la mère Groupe autochtoned 34 14 486 2,3 0,58 0,40 - 0,84
Faible revenue 149 28 605 5,2 1,12 0,93 - 1,34
Aide sociale 41 7601 5,4 1,26 0,91 - 1,75
Autre 899 164 940 5,5 1,00     —
Inconnu 15 3258 4,6 0,88 0,80 - 0,97

Abréviations utilisées : IC , intervalle de confiance; N, taille de l’échantillon général; n, taille du sous échantillon; RR, risque relatif.

a N = 218 890.

b n = 215 217; risque relatif (RR) ajusté pour les facteurs des tableaux 3 et 4, et intervalles de confiance (IC) à 95 % corrigés pour tenir compte de la concentration du risque chez les enfants nés d’une même mère.

c 3 673 sujets exclus du modèle de RR à cause de covariables manquantes (voir le texte pour connaître les détails).

d Autochtone bénéficiant du statut d’Indienne inscrite, et admissible à ce titre à des subventions du gouvernement fédéral, quel que soit le revenu familial.

e Cotisations au régime d’assurance-maladie subventionnées en totalité ou en partie.

 

Tableau 4
Troubles du spectre autistique et facteurs de risque à la naissance ou à l’accouchement, sexe de l’enfant et année de naissance, parmi les naissances vivantes uniques en Alberta entre 1998 et 2004 (le modèle de risque relatif englobe les tableaux 3 et 4)
Facteur de risque   Nombre de cas de TSA Nombre de naissances vivantes uniques Taux brut
(pour 1 000 naissances)a
RRb IC à 95 %
Prééclampsie Oui 27 2747 9,8 1,49 1,00 - 2,23
Non 1095 212 473 5,2 1,00     —
Inconnue 16 3670 4,4    
Présentation Céphalique 1049 206 590 5,1 1,00     —
Siège/épaule 79 10 557 7,5 1,31 1,02 - 1,69
Inconnue/autre 10 1743 5,7 1,22 0,63 - 2,35
Type d’accouchement Spontané 597 123 434 4,8 1,00  
Provoqué 337 60 930 5,5 1,07 0,93 - 1,23
Absence de travail3,c 149 22 185 6,7 1,23 1,01 - 1,49
Inconnu 55 12 341 4,5 0,79 0,57 - 1,08
Accouchement par césarienne Oui 304 49 152 6,2 1,04 0,88 - 1,22
Non 834 169 738 4,9 1,00     —
Âge gestationnel < 37 semaines 125 17 889 7,0 0,97 0,75 - 1,25
≥ 37 semaines 1011 200 557 5,0 1,00     —
Inconnu 2 444 4,5 0,94 0,24 - 3,72
Poids à la naissance (kg) < 2,5 100 13 130 7,6 1,33 1,01 - 1,75
2,5 à 4,5 1012 201 598 5,0 1,00     —
> 4,5 26 4125 6,3 1,00 0,67 - 1,49
Inconnu 0 37 0,0    
Indice d’Apgar à 1 min < 7 248 34 275 7,2 1,34 1,15 - 1,55
7 à 10 888 184 301 4,8 1,00     —
Inconnu 2 314 6,4 2,08 0,53 - 8,26
Indice d’Apgar à 5 min < 7 34 4094 8,3 1,03 0,71 - 1,49
7 à 10 1107 214 795 5,2 1,00     —
Fille   186 106 930 1,7 0,20 0,17 - 0,24
Année de naissance 1998 174 28 953 6,0 1,95 1,53 - 2,47
1999 195 29 466 6,6 2,09 1,65 - 2,63
2000 173 29 222 5,9 1,89 1,49 - 2,39
2001 164 30 127 5,4 1,69 1,33 - 2,15
2002 172 31 775 5,4 1,69 1,33 - 2,14
2003 146 33 917 4,3 1,32 1,04 - 1,69
2004 114 35 430 3,2 1,00     —

Abréviations : IC, intervalle de confiance; N, taille de l’échantillon général; n, taille du sous échantillon; RR, risque relatif.

a N = 218 890.

b n = 215 217; risque relatif (RR) ajusté pour les facteurs des tableaux 3 et 4, et intervalles de confiance (IC) à 95 % corrigés pour tenir compte de la concentration du risque chez les enfants nés d’une même mère.

c Accouchement par césarienne sans travail (probablement une césarienne planifiée; les autres accouchements par césarienne pourraient avoir été précédés d’un travail spontané ou provoqué).

 

Nous avons examiné les tendances en fonction de l’âge au moment du diagnostic, plus particulièrement pour les cohortes de naissance de 1998 à 2002 (comptant un suivi d’au moins 5 ans). Les résultats du tableau 2 sont confirmés : en comparant les cohortes de naissance de 2002 et de 1998, on constate que tant les garçons que les filles ont reçu un diagnostic de TSA à un âge plus jeune en 2002, le diagnostic étant posé 2 ans plus tôt chez les garçons et 3 ans plus tôt chez les filles (âge médian). Les garçons nés en 1998 ont reçu un diagnostic de TSA à l’âge médian (m) de 69 mois (intervalle interquartile [IIQ] 48 à 90), alors que les filles nées au cours de la même année ont reçu un diagnostic de TSA plus tard (m = 74 mois, IIQ  40 à 104). En revanche, dans la cohorte de naissance de 2002, les enfants des deux sexes ont reçu un diagnostic beaucoup plus précoce (garçons : m = 45, IIQ  35 à 54; filles : m = 40, IIQ  32 à 51). L’étude n’a révélé aucune interaction entre le sexe et la cohorte de naissance (détails non présentés ici).

Les enfants pour lesquels on ne disposait pas de renseignements sur les covariables maternelles/obstétricales (n = 3 673) ont été exclus de l’analyse des facteurs de risque. Les enfants exclus étaient répartis de façon uniforme parmi les années de naissance et présentaient des taux de TSA similaires à ceux du reste de la cohorte (16 cas, 4,4 pour 1 000). Plusieurs caractéristiques maternelles ont été statistiquement associées à un risque plus élevé de TSA chez l’enfant : l’âge avancé de la mère (> 35 ans comparativement à £ 25 ans : RR = 1,57, IC à 95 % = 1,25 à 1,97), avec la majeure partie du risque excédentaire chez les femmes de plus de 25 ans (note : tous les groupes d’âge supérieurs à la catégorie de référence semblaient présenter un risque accru); le faible poids de la mère avant la grossesse (RR = 2,15, IC à 95 % = 1,20 à 3,85); le diabète antérieur à la grossesse (non gestationnel) (RR = 1,65, IC à 95 % = 1,01 à 2,71); des saignements avant la 20e semaine de gestation (RR = 1,34, IC à 95 % = 1,08 à 1,67) et la nulliparité (tableau 3).

Fait à souligner, les enfants nés d’une mère autochtone semblaient présenter des taux réduits de TSA (RR = 0,58, IC à 95 % = 0,40 à 0,84); pour ces enfants, l’âge médian au moment du diagnostic dépasse de près de deux ans celui du reste de la cohorte (m = 59,5 mois, IIQ 38 à 74 comparativement à m = 36 mois, IIQ 47 à 65). Chez les enfants nés d’une mère autochtone, le diagnostic était posé à un âge beaucoup plus avancé chez les garçons (n = 26, m = 64,5 mois, IIQ 40 à 77) que chez les filles (n = 8, m = 40 mois, IIQ 38 à 58). Ces données tranchent nettement avec l’âge au moment du diagnostic chez les enfants nés d’une mère ne présentant aucun signe de marginalisation en raison de désavantages sur le plan socioéconomique (« Autre » dans le tableau 3) : l’écart est beaucoup moins grand en ce qui concerne l’âge au moment du diagnostic entre les garçons (n = 767, m = 47 mois, IIQ 37 à 66) et les filles (n = 132, m = 44 mois, IIQ 32 à 62). En outre, les garçons nés d’une mère autochtone ont obtenu un diagnostic de TSA en moyenne 17 mois plus tard que les garçons d’une mère ayant un statut socioéconomique « autre », tandis qu’il ne semble pas y avoir d’écart dans le cas des filles.

Les complications obstétricales pour lesquelles on a établi une corrélation significative avec le risque de TSA sont la prééclampsie (RR = 1,49, IC à 95 % = 1,00 à 2,23); une présentation du siège ou de l’épaule au moment de l’accouchement (RR = 1,31, IC à 95 % = 1,02 à 1,69); une césarienne planifiée (RR = 1,23, IC à 95 % = 1,01 à 1,49); un poids à la naissance inférieur à 2,5 kg (RR = 1,33, IC à 95 % = 1,01 à 1,75) et un indice d’Apgar de moins de 7 à une minute (RR = 1,34, IC à 95 % = 1,15 à 1,55) (tableau 4).

Nous avons effectué un certain nombre d’analyses de sensibilité. À l’aide de la définition de cas de TSA la plus rigoureuse, et en limitant l’échantillon aux femmes nullipares (afin d’éliminer l’effet attribuable aux mères qui réduisent leur probabilité d’avoir d’autres enfants après un diagnostic de TSA chez leur premier enfant) ainsi qu’aux cohortes de naissance de 1998 à 2002 (suivi sur une plus longue période), nous avons constaté que les profils de résultats des tableaux 3 et 4 demeuraient les mêmes. Par la suite, comme il est censé exister un lien causal entre les indices d’Apgar à 1 et à 5 minutes après la naissance, nous avons examiné le risque associé aux tendances des indices d’Agpar entre 1 et 5 minutes. Le risque excédentaire était associé à un faible indice d’Apgar à 1 minute, qu’il y ait eu amélioration ou non par la suite; les autres estimations de risque illustrées aux tableaux 3 et 4 n’ont pas changé. Enfin, le tabagisme pendant la grossesse, tout comme le tabagisme habituel de la mère, est un facteur de risque établi pour de nombreuses covariables incluses dans le modèle de régression à plusieurs variables (p. ex. faible poids à la naissance, prématurité, prééclampsie). En conséquence, nous avons limité l’analyse aux enfants nés d’une mère disant n’avoir jamais fumé (931 cas de TSA, 169 372 naissances). Les résultats ne sont pas nettement différents de ceux présentés aux tableaux 3 et 4, mis à part le fait que chez les nonfumeuses, il existe un risque excédentaire statistiquement significatif chez les femmes de forte corpulence, c’estàdire dont le poids dépassait 91 kg avant la grossesse (RR corrigé = 1,26, IC à 95 % = 1,01 à 1 57) et dont la taille était égale ou supérieure à 152 cm (RR corrigé = 1,82, IC à 95 % = 1,02 à 3,23). Le nombre de cas de TSA était trop faible (191) pour que nous puissions répéter l’analyse avec les enfants nés d’une mère fumeuse. Lorsque nous avons retiré de l’analyse les facteurs de risque liés à la fois à l’usage du tabac chez la mère et aux TSA (faible poids à la naissance, prématurité, prééclampsie), l’estimation de l’effet du tabagisme est demeurée la même.

Analyse

La prévalence et l’incidence des TSA dans la cohorte de naissance composée des enfants de l’Alberta nés entre 1998 et 2004 sont conformes à celles observées dans d’autres provinces et territoires. Il n’est pas étonnant que les taux absolus de TSA varient en fonction des critères utilisés pour l’identification des cas. Cependant, l’évolution dans le temps et les associations avec des facteurs de risques obstétricaux étaient peu sensibles à la définition de cas de TSA. Nos résultats confirment également que le risque de TSA est élevé chez les enfants nés d’une mère âgée tout comme chez les enfants dont la mère a présenté des complications pendant la grossesse ou l’accouchement. Fait important, nous avons constaté de plus faibles taux de TSA et un diagnostic plus tardif chez les enfants nés d’une mère autochtone, ce qui, à notre connaissance, n’avait pas été mis en évidence auparavant. Il importe de signaler que nous avons obtenu nos résultats dans le contexte du régime de soins de santé en vigueur dans la province de l’Alberta, au Canada, et que nos conclusions pourraient être l’expression de particularités propres à ce contexte (en particulier l’évolution au cours de la période et l’âge au moment du diagnostic, de même que les gradients du statut socio-économique).

Notre étude est l’une des rares études épidémiologiques sur les facteurs de risque prénatals et périnatals de TSA satisfaisant aux critères de qualité rigoureux établis par Kolevzon et coll.13c, c’estàdire une étude portant sur un vaste échantillon de population bien défini et comprenant l’analyse de facteurs de risque prospectifs uniformisés et l’évaluation des résultats. De toutes les études traitant de l’association entre les TSA et des facteurs prénatals et périnatals, il s’agit de la deuxième en importance pour ce qui touche le nombre de cas de TSA, après celle de Croen et coll.15, et l’une des premières parmi les rapports touchant le Canada16. Nos résultats confirment ceux d’études antérieures publiées observant que le risque de TSA était corrélé à un âge élevé de la mère et à des complications obstétricales. Nous avons constaté que le faible poids à la naissance, mais non la prématurité (définie par un âge gestationnel inférieur à 37 semaines), était lié à un risque de TSA. Dans d’autres études utilisant des définitions non normalisées de la prématurité (allant de moins de 28 semaines à 35 semaines de gestation), les conclusions quant à l’association avec les TSA étaient variables17a-19. L’analyse préliminaire semble indiquer que la relation entre l’âge gestationnel et le risque de TSA n’est pas franche dans la cohorte de naissance de l’Alberta, mais certaines données montrent que les grands prématurés ont un risque accru d’être atteints de TSA. Nous examinerons dans une étude ultérieure la relation entre, d’une part, l’âge gestationnel et le poids à la naissance (dans tout le continuum) et, d’autre part, le risque de TSA. Nous avons confirmé également le résultat bien établi selon lequel le risque de TSA varie en fonction du sexe20 de l’enfant. En revanche, notre étude n’a pas permis de confirmer le lien entre les TSA et le tabagisme maternel, bien qu’un lien ait été établi avec un usage habituel du tabac (mais non avec l’usage du tabac pendant la grossesse)21a. Nos travaux renforcent l’hypothèse d’un lien entre les TSA et la présentation du siège17b, le diabète antérieur à la grossesse21b,22a et la prééclampsie17c. Il convient cependant de préciser que Gardener et coll.14b ont observé dans leur méta-analyse que l’effet de la prééclampsie sur le risque de TSA était hétérogène parmi les études et ont conclu qu’il est peu probable que la prééclampsie soit associée à un risque de TSA.

Il ressort de cette étude une nouvelle observation qui devrait être interprétée avec prudence et selon laquelle le risque de TSA est accru chez les enfants nés d’une mère ayant un faible poids avant la grossesse. À cet égard, il importe de souligner que Wentz et coll.23 avaient signalé un risque excédentaire de TSA chez des patientes souffrant de troubles de l’alimentation graves. S’il s’avérait que ces troubles ont une composante génétique, cela signifierait qu’une insuffisance pondérale, avant la grossesse, chez la mère d’un sujet atteint de TSA pourrait simplement être un marqueur de facteur de risque génétique commun aux troubles de l’alimentation et aux TSA. L’observation selon laquelle, parmi les femmes non-fumeuses, seules celles dont le poids et la taille étaient élevés avaient donné naissance à un enfant ayant développé un TSA est nouvelle, mais compatible avec une étude antérieure. Il convient de préciser que ces liens avec des mesures anthropométriques brutes peuvent découler de la confusion attribuable à des différences sur le plan racial (et des caractéristiques génétiques sousjacentes) ou sur le plan des habitudes alimentaires/de l’acculturation.

Le lien le plus significatif et le plus inattendu est celui des taux de TSA réduits et du diagnostic tardif chez les enfants, en particulier les garçons, dont la mère est Autochtone. Ces résultats pourraient indiquer un piètre accès aux centres de diagnostic et de traitement dans les régions éloignées (il convient de préciser que les enfants dont la mère vivait de l’aide sociale – qui sont peutêtre tout aussi défavorisés, mais qui sont plus nombreux à vivre en région urbaine – ne présentaient pas un risque accru), mais nous ne pouvons exclure la possibilité d’une différence liée à la vulnérabilité génétique. Au Danemark, la multiplication par deux du risque de TSA avait déjà été associée à l’urbanisation (comme caractéristique du lieu de naissance)24; en conséquence, s’il était vrai que la vie en milieu rural ou dans une réserve protège des TSA, notre observation sur l’effet protecteur que procurerait le fait d’avoir une mère autochtone pourrait également s’expliquer par le niveau d’« urbanisation » correspondant. Shattuck et coll.25a ont observé que la nature et l’évolution des TSA peuvent avoir une incidence sur l’âge auquel le TSA est diagnostiqué, ce qui pourrait être mis en lien avec notre observation concernant le diagnostic tardif chez les garçons nés d’une mère autochtone, attribuable alors à une variation dans l’évolution de la maladie au sein de cette sous-population comparativement au reste de la population. Pour évaluer cette hypothèse, il importe de procéder à un examen approfondi de l’évolution des TSA (nature des symptômes particuliers et âge au moment de leur apparition), ce que nous ne pouvions pas faire dans le contexte de la présente étude. Afin de vérifier si nos conclusions sont spécifiques aux TSA, il serait important de déterminer si les enfants nés d’une mère autochtone reçoivent également un diagnostic d’autres troubles psychiatriques à un âge plus tardif. Dans l’ensemble, nos conclusions rejoignent celles de Leonard et coll.22b, qui font état d’un risque réduit d’autisme avec retard mental en Australie parmi les enfants aborigènes comparativement aux enfants de race blanche : cela laisse présager des différences en ce qui a trait au risque de TSA entre les Autochtones vivant dans des pays industrialisés et le reste de la population du pays.

Il n’existe pas de méthode uniforme de vérification des cas de TSA dans le cadre du régime de soins de santé de l’Alberta. Au Canada, en raison de l’universalité des soins de santé, la plupart des enfants et des familles disposent, dans leur collectivité, d’un médecin qui leur prodigue des soins de santé primaires. L’Alberta ne dispose pas d’un programme de dépistage systématique des TSA, même si le développement de l’enfant fait l’objet d’une surveillance lors des visites au centre de santé communautaire, à l’âge de 18 mois et entre 4 et 5 ans, dans le cadre du programme universel de vaccination. Généralement, le diagnostic de TSA est posé par une équipe multidisciplinaire spécialisée, et dans un petit nombre de centres régionaux d’évaluation du développement. Cependant, dans le cas de certains enfants, le pédiatre de la communauté pourrait être le premier à diagnostiquer un TSA et à en faire état dans les dossiers de facturation. Le présent article ne vise pas à fournir une analyse détaillée de l’accès aux services d’évaluation spécialisés, mais la question ne manque pas de pertinence, d’autant plus que nos résultats laissent entrevoir que l’accès aux services semble différer en fonction du statut socioéconomique et de l’appartenance à un groupe ethnique (p. ex. familles autochtones).

Selon Shattuck et coll., les garçons reçoivent souvent un diagnostic de TSA à un plus jeune âge que les filles25b, une observation étayée par nos données sur les cohortes de naissance les plus âgées (p. ex. 1998), mais pas sur les cohortes les plus jeunes (p. ex. 2002). Dans les cohortes de naissance les plus jeunes, soit l’âge au moment du diagnostic ne variait pas selon le sexe, soit le diagnostic était légèrement plus précoce chez les filles. Cette disparité dans les profils de diagnostic peut être attribuable soit à des changements réels apportés aux pratiques de diagnostic avec le temps et à une différence entre les pratiques des États-Unis et de l’Alberta, soit à des différences entre les renseignements sur les diagnostics de TSA des deux études. Shattuck et coll.25c ont utilisé les dossiers de santé (définis de façon très large) et les dossiers scolaires, alors que notre étude se limitait aux diagnostics posés par les médecins. Ainsi, la probabilité de passer à côté de cas était moins grande pour Shattuck et coll.25d. Par ailleurs, leur échantillon a pu être enrichi par des cas dont l’évolution était moins grave ou marquée, ce qui expliquerait également l’âge plus avancé au moment du diagnostic : 5 ans plutôt qu’entre 3 et 4 ans dans nos cohortes. Les différences entre les études peuvent également être attribuables au fait que Shattuck et coll.25e ont procédé à des vérifications de cas plus complètes, comme en témoigne la prévalence élevée observée dans leurs travaux.

Le point faible le plus évident de nos travaux est l’absence de vérification indépendante des diagnostics de TSA au moyen d’une évaluation clinique directe faisant appel à des mesures de référence, car une telle évaluation aurait sans aucun doute eu des répercussions sur l’estimation de l’incidence et de la prévalence des TSA. Cependant, il semble que les profils de facteurs de risque soient indépendants des variations dans les définitions de cas utilisées ici et, donc, que nos principales conclusions soient en mesure de résister à une mauvaise classification de diagnostic. La méthode de vérification de cas qui se compare le mieux à notre méthode (fondée sur les déclarations de médecin) présentait une sensibilité (59,7 %) et une spécificité (85,2 %) raisonnables et concernait une autre province canadienne. Le résultat obtenu n’était pas significativement inférieur à la règle utilisée pour le diagnostic et prenait également en compte des bases de données sur les patients externes et des déclarations par plusieurs médecins. Les deux méthodes sont indépendantes des facteurs de risque (p. ex. le sexe)26. Les données sur les facteurs de risque tirées des dossiers d’accouchement de l’Alberta pourraient renfermer des erreurs, mais celles-ci seraient indépendantes de la définition des résultats, et cela se traduirait par une atténuation de l’estimation des risques27. Nous ne disposions pas des données nécessaires pour tenir compte des anomalies congénitales ou de l’âge du père (un facteur de risque établi13d). Il convient de mentionner que l’âge de la mère et celui du père semblent contribuer de façon indépendante au risque de TSA28,29. Nous n’avons pas pu tenir compte explicitement des effets des facteurs de risque génétiques12b au-delà de la modélisation des corrélations avec le risque de TSA à cause de la concentration du risque chez les enfants nés d’une même mère.

En conclusion, nous avons confirmé, dans une étude menée sur une vaste population, que certaines caractéristiques de la mère et que des complications obstétricales sont associées au risque de TSA en Alberta (Canada). Nous avons obtenu les premières estimations de la prévalence et de l’incidence des TSA dans la province, qui concordent avec celles qui ont été signalées dans d’autres provinces et territoires et vont dans le sens d’une augmentation récente du taux de diagnostic ou d’incidence. Le risque apparemment réduit de TSA chez les populations autochtones devra faire l’objet de recherches plus approfondies. Bien que notre définition épidémiologique des TSA semble efficace, elle doit être validée pour fournir un tableau plus précis du fardeau des TSA, et non une simple esquisse des tendances. La surveillance de la population générale en vue d’observer les tendances des TSA, avec un ajustement pour tenir compte des biais de diagnostic et une attention particulière accordée aux populations rurales et aux populations marginalisées sur le plan socioéconomique, demeure une priorité pour la recherche dans le domaine de la santé publique. L’estimation exacte des taux de TSA est essentielle à la planification des services de santé destinés aux nombreuses personnes et familles touchées par les TSA, et la compréhension des antécédents des TSA au niveau d’une population pourrait fournir de nouvelles perspectives importantes sur l’étiologie de ces troubles.

Remerciements

La présente étude est fondée sur les données fournies par l’Alberta Health and Wellness (AHW) et par l’Alberta Perinatal Health Program (APHP). L’interprétation et les conclusions qu’elle renferme sont celles des chercheurs et ne reflètent pas nécessairement la position du gouvernement de l’Alberta ou de l’APHP. Le gouvernement, l’AHW et l’APHP n’ont émis aucune opinion quant à la présente étude. Nous sommes reconnaissants envers l’AHW et l’APHP de nous avoir fourni les données nécessaires et d’avoir établi des liens entre cellesci; nous tenons à remercier tout spécialement Alex Marinov, Wendy Mitchell, Nancy Piche, Nancy Bott et Sharon Zhang. Nous aimerions également remercier la Dre Linda Dodds pour son appui et pour avoir partagé ses résultats non publiés. Pour la présente étude, Igor Burstyn et Lonnie Zwaigenbaumont bénéficié respectivement de la bourse Population Health Investigator et d’une bourse de recherche en santé de l’Alberta Heritage Foundation for Medical Research.

Réferences

  1. ^ Bailey A, Phillips W, Rutter M. Autism: towards an integration of clinical, genetic, neuropsychological, and neurobiological perspectives. J Child Psychol Psychiatry. 1996 Jan;37(1):89-126.
  2. ^ Ganz ML. The lifetime distribution of the incremental societal costs of autism. Arch Pediatr Adolesc Med. 2007 Apr;161(4):343-9.
  3. ^ Fombonne E, Zakarian R, Bennett A, Meng L, Lean-Heywood D. Pervasive developmental disorders in Montreal, Quebec, Canada: prevalence and links with immunizations. Pediatrics. 2006 Jul;118(1):e139-e150.
  4. ^ Bertrand J, Mars A, Boyle C, Bove F, Yeargin-Allsopp M, Decoufle P. Prevalence of autism in a United States population: the Brick Township, New Jersey, investigation. Pediatrics. 2001 Nov;108(5):1155-61.
  5. ^ Yeargin-Allsopp M, Rice C, Karapurkar T, Doernberg N, Boyle C, Murphy C. Prevalence of autism in a US metropolitan area. JAMA. 2003 Jan 1;289(1):49-55.
  6. ^ Williams E, Thomas K, Sidebotham H, Emond A. Prevalence and characteristics of autistic spectrum disorders in the ALSPAC cohort. Dev Med Child Neurol. 2008 Sep;50(9):672-7.
  7. a,b Fombonne E. Epidemiological surveys of autism and other pervasive developmental disorders: an update. J Autism Dev Disord. 2003 Aug;33(4):365-82.
  8. ^ Ouellette-Kuntz H, Coo H, Yu CT, Chudley AE, Noonan A, Breitenbach M, Ramji, N, Prosick T, Bedard A, Holden JJ. Prevalence of pervasive developmental disorders in two Canadian provinces. Journal of Policy and Practice in Intellectual Disabilities 2006;3(3):164-72.
  9. a,b Ouellette-Kuntz H, Coo H, Lloyd JE, Kasmara L, Holden JJ, Lewis ME. Trends in special education code assignment for autism: implications for prevalence estimates. J Autism Dev Disord. 2007 Nov;37(10):1941-8.
  10. ^ Coo H, Ouellette-Kuntz H, Lloyd JE, Kasmara L, Holden JJ, Lewis ME. Trends in autism prevalence: diagnostic substitution revisited. J Autism Dev Disord. 2008 Jul;38(6):1036-46.
  11. ^ Centers for Disease Control and Prevention. Prevalence of autism spectrum disorders: Autism and Developmental Disabilities Monitoring Network. MMWR. 2009 Dec;58(SS-10);1-20.
  12. a,b Autism Genome Project Consortium, et al. Mapping autism risk loci using genetic linkage and chromosomal rearrangements. Nat Genet. 2007 Mar;39(3):319-28.
  13. a,b,c,d Kolevzon A, Gross R, Reichenberg A. Prenatal and perinatal risk factors for autism: a review and integration of findings. Arch Pediatr Adolesc Med. 2007 Apr;161(4):326-33.
  14. a,b  Gardener H, Spiegelman D, Buka SL. Prenatal risk factors for autism: comprehensive meta-analysis. Br J Psychiatry. 2009 Jul;195(1):7-14.
  15. ^ Croen LA, Grether JK, Selvin S. Descriptive epidemiology of autism in a California population: who is at risk? J Autism Dev Disord. 2002 Jun;32(3):217-24.
  16. ^ Dodds L, Fell DB, Shea S, Allen AC, Armson BA, Bryson SE. Obstetrical and neonatal factors and risk of autism. Paper presented at: International Meeting for Autism Research. 2008 May 15-17; London, UK.
  17. a,b,c Larsson HJ, Eaton WW, Madsen KM, Vestergaard M, Olesen AV, Agerbo E, Schendel D, Thorsen P, Mortensen PB. Risk factors for autism: perinatal factors, parental psychiatric history, and socioeconomic status. Am J Epidemiol. 2005 May 15;161(10):916-25.
  18. ^  Wier ML, Yoshida CK, Odouli R, Grether JK, Croen LA. Congenital anomalies associated with autism spectrum disorders. Dev Med Child Neurol. 2006 Jun;48(6):500-7.
  19. ^ Schendel D, Bhasin TK. Birth weight and gestational age characteristics of children with autism, including a comparison with other developmental disabilities. Pediatrics. 2008 Jun;121(6):1155-64.
  20. ^ Newschaffer CJ, Croen LA, Daniels J, Giarelli E, Grether JK, Levy SE, Mandell DS, Miller LA, Pinto-Martin J, Reaven J, Reynolds AM, Rice CE, Schendel D, Windham GC. The epidemiology of autism spectrum disorders. Annu Rev Public Health. 2007;28:235-58.
  21. a,b  Hultman CM, Sparen P, Cnattingius S. Perinatal risk factors for infantile autism. Epidemiology. 2002 Jul;13(4):417-23.
  22. a,b Leonard H, de Klerk N, Bourke J, Bower C. Maternal health in pregnancy and intellectual disability in the offspring: a population-based study. Ann Epidemiol. 2006 Jun;16(6):448-54.
  23. ^ Wentz E, Lacey JH, Waller G, Rastam M, Turk J, Gillberg C. Childhood onset neuropsychiatric disorders in adult eating disorder patients. A pilot study. Eur Child Adolesc Psychiatry. 2005 Dec;14(8):431-7.
  24. ^ Lauritsen MB, Pedersen CB, Mortensen PB. Effects of familial risk factors and place of birth on the risk of autism: a nationwide register-based study. J Child Psychol Psychiatry. 2005 Sep;46(9):963-71.
  25. a,b,c,d,e Shattuck PT, Durkin M, Maenner M, Newschaffer C, Mandell DS, Wiggins L, Lee LC, Rice C, Giarelli E, Kirby R, Baio J, Pinto-Martin J, Cuniff C. Timing of identification among children with an autism spectrum disorder: findings from a population-based surveillance study. J Am Acad Child Adolesc Psychiatry. 2009 May;48(5):474-83.
  26. ^ L. Dodds, A. Spence, S. Shea, D.B.Fell, B.A. Armson, A.C. Allen, S. Bryson, « Validité des diagnostics d’autisme recensés à l’aide de données administratives sur la santé ». Maladies chroniques au Canada, 2009, vol. 29, no 3, p.114-120.
  27. ^  Gustafson P. Measurement error and misclassification in statistics and epidemiology. Boca Raton (FL): Chapman & Hall/CRC; 2004.
  28. ^  Croen LA, Najjar DV, Fireman B, Grether JK. Maternal and paternal age and risk of autism spectrum disorders. Arch Pediatr Adolesc Med. 2007 Apr;161(4):334-40.
  29. ^  Durkin MS, Maenner MJ, Newschaffer CJ, Lee LC, Cunniff CM, Daniels JL, Kirby RS, Leavitt L, Miller L, Zahorodny W, Schieve LA. Advanced parental age and the risk of autism spectrum disorder. Am J Epidemiol. 2008 Dec 1;168(11):1268-76.
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