Estimation du biais lié à l'indice de masse corporelle utilisé dans l'Enquête canadienne sur l'expérience de la maternité - PSPMC: Volume 36-9, septembre 2016

Volume 36 · numéro 9 · septembre 2016

Estimation du biais lié à l'indice de masse corporelle utilisé dans l'Enquête canadienne sur l'expérience de la maternité

S. Dzakpasu, Ph. D.Note de bas de page 1; J. Duggan, B. Sc.Note de bas de page 2; J. Fahey, M. Math. Note de bas de page 3; R. S. Kirby, Ph. D. Note de bas de page 4

https://doi.org/10.24095/hpcdp.36.9.02f

Cet article a fait l'objet d'une évaluation par les pairs.

Rattachement des auteurs :

Correspondance : Susie Dzakpasu, Section de la santé maternelle et infantile, Division de la surveillance et de l'épidémiologie, Agence de la santé publique du Canada, 785, avenue Carling, 6804A, 4e étage, Ottawa (Ont.) K1A 0K9; tél. : 613-404-1545; téléc. : 613-960-6987; courriel : susie.dzakpasu@phac-aspc.gc.ca

Résumé

Introduction : Cette étude visait à évaluer le biais dans la mesure de l'indice de masse corporelle (IMC) dans l'Enquête canadienne sur l'expérience de la maternité (ECEM) ainsi que les répercussions possibles de ce biais sur l'association entre l'IMC et certaines issues de grossesse.

Méthodologie : Nous avons évalué la répartition des valeurs de l'IMC en comparant des données autodéclarées et des données mesurées. Nous avons utilisé un échantillon aléatoire de 6 175 participantes à l'ECEM dont l'IMC avait été calculé d'après la taille et le poids autodéclarés et un échantillon aléatoire de 259 participantes à l'Enquête canadienne sur les mesures de santé (ECMS) ayant déjà accouché et dont l'IMC avait été calculé d'après la taille et le poids autodéclarés et mesurés. Nous avons appliqué deux équations de correction à l'IMC fondé sur des valeurs autodéclarées, et nous avons examiné l'impact de ces corrections sur les associations entre l'IMC et un accouchement par césarienne, un faible poids pour l'âge gestationnel (FPAG) et un poids élevé pour l'âge gestationnel (PEAG).

Résultats : Dans l'ensemble, 86,9 % des femmes du sous-échantillon de l'ECMS appartenaient à la même catégorie d'IMC lorsque ses valeurs étaient autodéclarées et lorsqu'elles étaient mesurées. Cependant, les différences de répartition ont eu un effet considérable sur la proportion de femmes des catégories de poids insuffisant et d'obésité. Par exemple, le pourcentage de femmes classées comme obèses était de 14,5 % avec les données autodéclarées contre 20,8 % avec les données mesurées. Les corrections ont permis d'améliorer les estimations de la prévalence de l'obésité, mais ont surestimé ou sous-estimé les autres catégories d'IMC. Les corrections ont eu un effet non significatif sur les associations entre l'IMC et l'accouchement par césarienne, le FPAG et le PEAG.

Conclusion : Bien que la concordance pour la répartition des valeurs de l'IMC entre la taille et le poids autodéclarés et la taille et le poids mesurés soit élevée, il existe un biais dans les mesures fondées sur les valeurs autodéclarées susceptible d'entraîner de légères surestimations ou sous-estimations des risques associés à une catégorie d'IMC donnée. La tendance générale des associations reste néanmoins inchangée.

Mots clés : indice de masse corporelle, poids prégestationnel autodéclaré, taille autodéclarée, issues de grossesse, validité

Points saillants
  • Le biais dans la mesure de l'indice de masse corporelle (IMC) peut avoir une incidence sur l'association entre l'IMC et certaines issues de grossesse comme un accouchement par césarienne, un faible poids pour l'âge gestationnel (FPAG) et un poids élevé pour l'âge gestationnel (PEAG).
  • Nous avons évalué la classification de l'IMC en en comparant les valeurs autodéclarées et les valeurs mesurées en utilisant un échantillon aléatoire constitué de participantes à l'Enquête canadienne sur l'expérience de la maternité (ECEM) et un sous-échantillon de participantes à l'Enquête canadienne sur les mesures de santé (ECMS).
  • Les variations de la proportion de femmes dans les catégories d'IMC étaient élevées pour les femmes ayant déclaré un poids insuffisant ou de l'obésité, mais, dans l'ensemble, la concordance entre la répartition des IMC en fonction de la taille et du poids autodéclarés et cette répartition en fonction de la taille et du poids mesurés était élevée.
  • L'utilisation de l'IMC fondé sur des données autodéclarées semble être une manière acceptable et raisonnable de faire ressortir les tendances générales concernant l'association entre l'IMC prégestationnel et certaines issues de grossesse.

Introduction

L'indice de masse corporelle (IMC) maternel prégestationnel est un prédicteur important de certaines issues de grossesse. Les IMC très élevés comme les IMC très bas sont associés à un risque accru d'issue défavorable à la grossesse, tant pour la mère que pour l'enfant, notamment un accouchement par césarienne, un faible poids pour l'âge gestationnel (FPAG) et un poids élevé pour l'âge gestationnel (PEAG)Note de bas de page 1-3.

Les données de population sur l'IMC reposent généralement sur des valeurs autodéclarées de la taille et du poids. Des recherches antérieures ont montré que ce type de données autodéclarées conduisent à une surestimation de la taille et une sous-estimation du poids, et donc à une sous-estimation de l'embonpoint et de l'obésité (IMC ≥ 25,0 kg/m2)Note de bas de page 4-6. Les données mesurées directement sont plus précises, mais aussi plus coûteuses à collecter, c'est pourquoi les données autodéclarées continueront à constituer une source d'information sur l'IMC prégestationnel. Il est donc important de comprendre l'importance et l'incidence de tout biais dans ces données.

L'Enquête canadienne sur l'expérience de la maternité (ECEM) a été menée en 2006-2007 auprès d'un échantillon représentatif de la population canadienne constitué de femmes ayant accouché au Canada en 2005-2006 Note de bas de page 7. Les données recueillies dans le cadre de l'enquête incluaient la taille et le poids prégestationnel autodéclarés, données qui ont été utilisées pour calculer l'IMC prégestationnel dans cette population et examiner ses associations avec certaines issues défavorables de grossesse. En 2007-2009, l'Enquête canadienne sur les mesures de santé (ECMS) a enregistré la taille et le poids autodéclarés ainsi que la taille et le poids mesurés d'un échantillon représentatif de Canadiens à l'échelle du pays, dont des femmes en âge de procréer Note de bas de page 8. Bien que les données de l'ECMS ne puissent pas être directement reliées à celles de l'ECEM, le fait qu'elles portent sur une période similaire permet d'utiliser un échantillon de l'ECMS comparable à celui de l'ECEM pour estimer l'importance du biais dans les données sur l'IMC de l'ECEM et pour déterminer les répercussions possibles de ce biais sur les relations, par ailleurs déjà prouvées, entre l'IMC prégestationnel et certaines issues de grossesse.

Méthodologie

Données

L'ECEM de 2006-2007 était une enquête transversale visant un échantillon aléatoire stratifié de 6 421 femmes ayant donné naissance à un seul enfant vivant, au Canada, en 2005-2006 (soit 5 à 13 mois avant la collecte de données) Note de bas de page 7. Nous nous sommes concentrés sur un sous-ensemble de 6 175 répondantes de 18 à 44 ans pour lesquelles les données sur l'IMC prégestationnel, fondées sur la taille et le poids autodéclarés, étaient disponibles. Chaque dossier de l'ECEM a été pondéré, de sorte que ce sous-ensemble était représentatif de 74 000 femmes.

L'ECMS de 2007-2009 constituait le premier cycle d'une enquête nationale sur des mesures de la santé physique effectuée à l'aide d'entrevues et de mesures directes. Cette enquête a enregistré des données sur la taille et le poids ainsi que sur de nombreux autres déterminants de la santé. Elle incluait 259 femmes de 18 à 44 ans qui avaient déjà donné naissance à un enfant vivant, avaient fourni des données complètes pour les deux mesures de l'IMC (l'une fondée sur la taille et le poids autodéclarés, l'autre sur la taille et le poids mesurés), n'étaient pas enceintes et avaient un enfant de moins de 5 ans à la maison.

Comme dans le cas de l'ECEM, chaque dossier de l'ECMS a été pondéré, si bien que l'échantillon était représentatif de 1 386 500 femmes. Les poids d'échantillonnage de l'ECEM et de l'ECMS prenaient en compte le plan d'échantillonnage et la non-réponse et ils ont été calculés au sein de classes de pondération correspondant généralement aux strates utilisées pour former l'échantillon. Des renseignements détaillés sur la préparation, la méthodologie (dont le plan d'échantillonnage et la pondération) et le contenu des deux enquêtes ont été publiés ailleurs Note de bas de page 7,Note de bas de page 8.

Analyse

Les échantillons de l'ECEM et de l'ECMS ont été comparés en fonction de variables communes aux deux ensembles de données et dont l'association avec le biais dans l'IMC a été établie dans d'autres études, à savoir l'IMC maternel fondé sur la taille et le poids autodéclarés, l'âge et le niveau de scolarité Note de bas de page 9,Note de bas de page 10. L'origine ethnique n'a pu être comparée car elle n'avait pas été classifiée de la même manière dans les deux enquêtes. Les catégories d'IMC étaient celles de l'Organisation mondiale de la santé : poids insuffisant (IMC < 18,5 kg/m2), poids normal (18,5 à 24,9 kg/m2), embonpoint (25,0 à 29,9 kg/m2) et obésité (IMC ≥ 30,0 kg/m2)Note de bas de page 11. Nous avons évalué l'importance et la direction du biais à l'aide de notre sous-échantillon de participantes à l'ECMS, en comparant les IMC fondés sur la taille et le poids autodéclarés et ceux fondés sur la taille et le poids mesurés.

Nous avons appliqué deux équations de correction (encadré 1) à l'IMC à partir des valeurs autodéclarées afin de corriger la répartition des IMC. La première équation a été établie par Connor Gorber et ses collaborateurs Note de bas de page 9 à partir des données sur des femmes adultes de l'Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes (ESCC) de 2005. Ce « modèle réduit » d'équation est une régression linéaire simple des IMC calculés d'après des données mesurées sur les IMC calculés d'après des données autodéclarées, les modèles plus complexes (c'est-à-dire les modèles avec covariables et les modèles non linéaires) ne comportant aucun avantage sur le plan prédictif Note *. Bien que Connor Gorber et ses collaborateurs Note de bas de page 9 aient établi des équations de correction distinctes pour les hommes et les femmes, seule la taille de l'échantillon total englobant les deux sexes a été fournie (n = 2 029), ce qui porte à croire que le modèle réduit repose sur un sous-échantillon d'environ 1 000 femmes.

Encadré 1. Équations de correction de l'IMC calculé d'après des valeurs autodéclarées

Correction 1. Coefficients de régression fondés sur un sous-échantillon de l'ESCC de 2005 constitué de femmes adultes (18 ans et plus) qu'elles aient déjà accouché ou non (n non pondéré ≈ 1 000).Note de bas de page 9

IMC corrigé = −0,12 + 1,05 × IMC calculé d'après la taille et le poids autodéclarés


Correction 2. Coefficients de régression fondés sur un sous-échantillon de l'ECMS constitué de femmes (18 à 44 ans) ayant déjà accouché d'un enfant vivant et ayant un enfant de moins de 5 ans à la maison (n non pondéré = 259 femmes).

IMC corrigé = −0,44 + 1,05 × IMC calculé d'après la taille et le poids autodéclarés

La valeur de l'équation de correction de Connor Gorber et ses collaborateurs Note de bas de page 9 repose sur le fait qu'elle présente la même valeur de correction que les équations plus complexes ayant été utilisées pour la valider. De plus, la période de 2005 de l'ESCC est semblable à la période précédant la grossesse des participantes à l'ECEM ayant accouché en 2005-2006 Note de bas de page 7. Cependant, comme cette équation s'applique à toutes les femmes adultes qu'elles aient déjà accouché ou non, nous avons utilisé une deuxième équation de correction en appliquant les mêmes méthodes au sous-échantillon de l'ECMS (décrit plus haut) constitué des 259 femmes jugées les plus comparables à la population de l'ECEM, c'est-à-dire âgées de 18 à 44 ans, ayant déjà accouché d'un enfant vivant et ayant un enfant de moins de 5 ans à la maison (encadré 1).

Enfin, en utilisant des rapports de taux (RT), nous avons comparé les associations entre l'IMC prégestationnel et trois issues défavorables de grossesse (l'accouchement par césarienne, le FPAG et le PEAG) en fonction des répartitions corrigées et non corrigées de l'IMC dans l'ECEM. Le poids pour l'âge gestationnel a été considéré comme faible s'il était inférieur au 10e percentile et comme élevé s'il dépassait le 90e percentile Note de bas de page 12.

Toutes les analyses ont été réalisées avec des poids d'échantillonnage. Bien que nous ayons fait nos calculs à l'aide de valeurs pondérées non arrondies, la taille des échantillons pondérés a été arrondie à la centaine la plus proche, conformément aux directives de Statistique Canada en matière de déclaration, car le fait de ne pas arrondir les valeurs entraîne généralement une surestimation de la précision. Hormis la taille globale des sous-échantillons, les données non pondérées ne sont pas présentées, conformément aux normes de contrôle de divulgation de Statistique Canada. Nous avons établi des intervalles de confiance à 95 % à l'aide de la méthode bootstrap, qui vise à estimer la variabilité induite par le plan d'échantillonnage et la pondération de l'échantillon Note 13. Comme le sous-échantillon de l'ECMS était de petite taille et que son plan d'échantillonnage était complexe, l'approximation normale de la distribution binomiale ne convenait pas, particulièrement pour les faibles proportions. C'est pourquoi nous avons appliqué une transformation logit à l'ensemble des analyses fondées sur l'ECMS14. L'intervalle de transformation logit a été obtenu en établissant un intervalle de Wald fondé sur la distribution t pour la transformation logit de la proportion (p) et en reprenant les limites dans leur format d'origine. Cette transformation repose sur l'hypothèse selon laquelle log ()) est approximativement normal. Aucune transformation logit n'était nécessaire pour les analyses fondées sur l'ECEM, car cette enquête avait un échantillon de plus grande taille et un plan d'échantillonnage plus simple. Toutes les analyses ont été réalisées à l'aide du logiciel SAS Enterprise Guide, version 5.1 (SAS Institute, Cary, Caroline du Nord, États-Unis).

Résultats

À moins d'avis contraire, tous les résultats sont des estimations pondérées. Le tableau 1 montre la répartition selon l'IMC maternel calculé d'après la taille et le poids autodéclarés, l'âge et le niveau de scolarité des participantes à l'ECEM et à l'ECMS de nos sous-échantillons. Seule la répartition selon l'âge variait grandement d'un groupe à l'autre. Les femmes de l'échantillon de l'ECMS étaient plus âgées : 43,2 % d'entre elles avaient entre 35 et 44 ans, contre 17,6 % des femmes de l'échantillon de l'ECEM. Les participantes à l'ECMS ont aussi été plus nombreuses à affirmer qu'elles faisaient de l'embonpoint ou étaient obèses et moins nombreuses à indiquer qu'elles détenaient une formation universitaire, mais ces différences étaient moins notables.

Tableau 1
Répartition de l'indice de masse corporelle, de l'âge maternel et du niveau de scolarité chez les mères de 18 à 44 ans ayant participé à l'ECEM de 2006-2007 et chez les femmes de 18 à 44 ans ayant un enfant de moins de 5 ans à la maison ayant participé à l'ECMS de 2007-2009
  ECEM ECMS
N % (IC à 95%) N % (IC à 95%)

Abréviations : ECEM, Enquête canadienne sur l'expérience de la maternité; ECMS, Enquête canadienne sur les mesures de la santé; IMC, indice de masse corporelle.

Remarque : La somme des colonnes n'égale pas nécessairement 74 000 (ECEM) ou 1 386 500 (ECMS) en raison de l'arrondissement des nombres et des renseignements manquants sur le niveau de scolarité (moins de 1 % des participantes à l'ECEM et moins de 0,2 % des participantes à l'ECMS).

a

Dans le cas de l'ECEM, l'IMC est fondé sur la taille et le poids autodéclarés avant la grossesse; dans le cas de l'ECMS, l'IMC est fondé sur la taille et le poids autodéclarés au moment de la collecte des données.

IMC Note a
Poids insuffisant 4 400 6,0 (5,4 à 6,7) 89 500 6,5 (2,2 à 17,2)
Poids normal 43 900 59,3 (58,0 à 60,6) 725 600 52,3 (41,6 à 62,9)
Embonpoint 15 500 21,0 (19,9 à 22,1) 370 000 26,7 (20,1 à 34,6)
Obésité 10 200 13,7 (12,8 à 14,6) 201 400 14,5 (8,2 à 24,3)
Âge (ans)
18 à 24 11 600 15,3 (14,5 à 16,1) 118 500 8,5 (2,9 à 22,9)
25 à 29 25 300 33,8 (33,0 à 34,7) 278 600 20,1 (14,0 à 27,9)
30 à 34 25 200 33,3 (32,4 à 34,2) 391 100 28,2 (21,2 à 36,5)
35 à 44 13 200 17,6 (16,7 à 18,5) 598 300 43,2 (32,7 à 54,2)
Niveau de scolarité
Études secondaires non terminées 5 300 7,0 (6,3 à 7,6) 91 100 6,6 (2,2 à 17,9)
Diplôme d'études secondaires 14 500 19,4 (18,4 à 20,5) 330 300 23,9 (15,8 à 34,3)
Études postsecondaires partielles et certificats et diplômes inférieurs au baccalauréat 28 100 37,6 (36,4 à 38,9) 541 300 39,1 (30,4 à 48,5)
Diplôme universitaire (baccalauréat ou niveau supérieur) 26 700 36,0 (34,8 à 37,2) 422 300 30,5 (19,5 à 44,3)
Total 74 000   1 386 500    

La comparaison des IMC de l'ECMS fondés sur des valeurs autodéclarées et ceux fondés sur des valeurs mesurées a révélé que 14,5 % des femmes de l'échantillon avec autodéclaration avaient été classées comme obèses, contre 20,8 % des femmes de l'échantillon avec mesure (tableau 2, colonnes A et B). La plupart des différences de classification étaient dues au fait que 23,6 % des femmes classées comme faisant de l'embonpoint d'après les données autodéclarées étaient classées comme obèses d'après les données mesurées (tableau 3). Une fréquence semblable d'erreurs de classification a été observée chez les femmes classées comme ayant un poids insuffisant d'après les données autodéclarées : 24,5 % d'entre elles avaient en fait un IMC normal. La fréquence des erreurs de classification était plus faible chez les femmes dont l'IMC correspondait à un poids normal ou à l'obésité. Dans l'ensemble, 86,9 % des femmes du sous-échantillon de l'ECMS appartenaient à la même catégorie d'IMC dans les deux cas, avec valeurs autodéclarées et avec valeurs mesurées.

Tableau 2
Répartition de l'indice de masse corporelle calculé d'après la taille et le poids mesurés et autodéclarés et après application de deux équations de correction, Enquête canadienne sur les mesures de santé de 2007-2009, sous-échantillon de femmes de 18 à 44 ans ayant un enfant de moins de 5 ans à la maison
IMC A
Taille et poids mesurés
B
Taille et poids autodéclarés
C
Correction 1Note a
D
Correction 2Note b
% (IC à 95 %) % (IC à 95 %) % (IC à 95 %) % (IC à 95 %)

Abréviations : IC, intervalle de confiance; IMC, indice de masse corporelle.

aLa correction 1 renvoie aux coefficients de régression fondés sur un sous-échantillon de l'Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes de 2005 constitué de femmes 18 ans et plus, qu'elles aient déjà accouché ou non (n non pondéré ≈ 1 000). Note 9
bLa correction 2 renvoie aux coefficients de régression fondés sur un sous-échantillon de l'Enquête canadienne sur les mesures de la santé de 2007-2009 constitué de femmes de 18 à 44 ans ayant un enfant de moins de 5 ans à la maison (n non pondéré ≈ 259). Note 9
Poids insuffisant 5,0 (1,3 à 17,7) 6,5 (2,2 à 17,2) 2,0 (0,4 à 16,2) 3,7 (0,9 à 14,3)
Poids normal 49,3 (38,3 à 60,5) 52,3 (41,6 à 62,9) 46,9 (34,4 à 59,7) 50,0 (39,5 à 60,3)
Embonpoint 24,9 (17,9 à 33,5) 26,7 (20,1 à 34,6) 32,2 (23,4 à 42,4) 30,9 (23,6 à 39,2)
Obésité 20,8 (12,7 à 32,1) 14,5 (8,2 à 24,3) 18,3 (10,0 à 31,0) 15,5 (9,3 à 24,7)

Tableau 3
Répartition de l'indice de masse corporelle (IMC) selon que la taille et le poids ont été autodéclarés ou mesurés, Enquête canadienne sur les mesures de la santé de 2007-2009, sous-échantillon de femmes de 18 à 44 ans ayant un enfant de moins de 5 ans à la maison
IMC calculé d'après la taille et le poids autodéclarés IMC calculé d'après la taille et le poids mesurés Effectif total (N)
Poids insuffisant (%) Poids normal (%) Embonpoint (%) Obésité (%)

Abréviation : IMC, indice de masse corporelle.

Poids insuffisant 75,5 24,5 0 0 89 500
Poids normal < 1 90,8 8,9 < 1 725 600
Embonpoint 0 < 1 75,4 23,6 370 000
Obésité 0 < 1 < 1 99,4 201 400

Le tableau 2 (colonnes C et D) et le tableau 4 présentent les répartitions corrigées de l'IMC après l'application des deux équations de correction (encadré 1) à l'IMC calculé d'après la taille et le poids autodéclarés dans l'ECMS et dans l'ECEM. Dans le cas du sous-échantillon de l'ECMS, la comparaison des valeurs des IMC calculés d'après les valeurs mesurées et d'après les valeurs corrigées indique que la correction 1 (fondée sur un sous-échantillon de l'ESCC constitué de femmes adultes) offre une meilleure correction de la sous-estimation de l'obésité que la correction 2 (fondée sur un sous-échantillon de l'ECMS constitué de femmes de 18 à 44 ans ayant déjà accouché d'un enfant vivant et ayant un enfant de moins de 5 ans à la maison). Cependant, la correction 2 s'est avérée plus efficace pour corriger la prévalence des autres catégories d'IMC. Bien que les deux répartitions corrigées selon l'IMC aient permis d'améliorer les estimations de la prévalence de l'obésité, elles ont aussi surestimé la prévalence de l'embonpoint et sous-estimé la prévalence du poids insuffisant. L'application des équations de correction aux données de l'ECEM a eu un effet semblable sur la répartition selon l'IMC des femmes de ce sous-échantillon (tableau 4). Les figures 1 et 2 illustrent la répartition selon l'IMC avant et après l'application des corrections, respectivement au sous-échantillon de l'ECMS et à celui de l'ECEM.

Tableau 4
Répartition de l'indice de masse corporelle calculé d'après la taille et le poids autodéclarés, après application de deux équations de correction, Enquête canadienne sur l'expérience de la maternité de 2006-2007, sous-échantillon de femmes de 18 à 44 ans
  Répartition de tailles et poids autodéclarés Correction 1Note a Correction 2Note b
  n % (IC à 95 %) n % (IC à 95 %) n % (IC à 95 %)

Abréviation : IC, intervalle de confiance.
Remarque : La somme des colonnes n'égale pas nécessairement 74 000 à cause de l'arrondissement des nombres.

aLa correction 1 renvoie aux coefficients de régression fondés sur un sous-échantillon de l'Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes de 2005 constitué de femmes de 18 ans et plus, qu'elles aient déjà accouché ou non (n non pondéré ≈ 1 000). Note 9
bLa correction 2 renvoie aux coefficients de régression fondés sur un sous-échantillon de l'Enquête canadienne sur les mesures de la santé de 2007-2009 constitué de femmes de 18 à 44 ans ayant un enfant de moins de 5 ans à la maison (n non pondéré ≈ 259). Note 9
Poids insuffisant 4 400 6,0 (5,4 à 6,7) 2400 3,2 (2,7 à 3,7) 3300 4,5 (3,9 à 5,0)
Poids normal 43 900 59,3 (58,0 à 60,6) 39 500 53,5 (52,2 à 54,8) 41 500 56,1 (54,8 à 57,5)
Embonpoint 15 500 21,0 (19,9 à 22,1) 19 100 25,8 (24,7 à 27,0) 17 500 23,7 (22,5 à 24,8)
Obésité 10 200 13,7 (12,8 à 14,6) 12 900 17,5 (16,5 à 18,5) 11 700 15,8 (14,8 à 16,7)
Total 74 000     74 000     74 000    

Figure 1
Répartition de l'indice de masse corporelle calculé d'après la taille et le poids mesurés et d'après la taille et le poids autodéclarés et après application de deux équations de correction, Enquête canadienne sur les mesures de la santé de 2007-2009, sous-échantillon de femmes de 18 à 44 ans ayant un enfant de moins de 5 ans à la maison

Figure 1
Équivalent textuel - Figure 1

Figure 1 - Répartition de l'indice de masse corporelle calculé d'après la taille et le poids mesurés et d'après la taille et le poids autodéclarés et après application de deux équations de correction, Enquête canadienne sur les mesures de la santé de 2007-2009, sous-échantillon de femmes de 18 à 44 ans ayant un enfant de moins de 5 ans à la maison

La figure 1 illustre la répartition selon l'IMC avant et après l'application des corrections au sous-échantillon de l'Enquête canadienne sur les mesures de la santé.

Figure 2
Répartition de l'indice de masse corporelle prégestationnel calculé d'après la taille et le poids prégestationnel déclarés et après application de deux équations de correction, Enquête canadienne sur l'expérience de la maternité de 2006-2007, sous-échantillon de femmes de 18 à 44 ans

Figure 2
Équivalent textuel - Figure 2

Figure 2 - Répartition de l'indice de masse corporelle prégestationnel calculé d'après la taille et le poids prégestationnel déclarés et après application de deux équations de correction, Enquête canadienne sur l'expérience de la maternité de 2006-2007, sous-échantillon de femmes de 18 à 44 ans

La figure 2 illustre la répartition selon l'IMC avant et après l'application des corrections au sous-échantillon de l'Enquête canadienne sur l'expérience de la maternité.

Notes
Figure 1 et Figure 2:

Le tableau 5 et les figures 3a à 3c présentent les taux observés et les RT correspondants des répartitions corrigées et non corrigées des accouchements par césarienne, des FPAG et des PEAG en fonction de l'IMC. Les corrections ont eu un effet négligeable sur l'association entre l'IMC prégestationnel et l'accouchement par césarienne et elles ont produit des augmentations non significatives des associations avec le FPAG et des diminutions non significatives des associations avec le PEAG. Dans le cas du FPAG, les deux corrections ont augmenté l'association avec un poids insuffisant : le RT est passé de 2,36 (IC 95 % : 1,67 à 3,34) à 2,65 (IC à 95 % : 1,74 à 4,01) avec la correction 1 et à 2,83 (IC à 95 % : 1,94 à 4,11) avec la correction 2. En ce qui concerne le PEAG, les corrections ont globalement diminué l'association avec l'embonpoint et l'obésité. Chez les femmes classées comme faisant de l'embonpoint avant leur grossesse, le RT est passé de 1,55 (IC à 95 % : 1,27 à 1,89) à 1,28 (IC à 95 % : 1,05 à 1,56) avec la correction 1 et à 1,41 (IC à 95 % : 1,16 à 1,72) avec la correction 2 alors que chez les femmes classées comme obèses avant leur grossesse, le RT est passé de 1,92 (IC à 95 % : 1,54 à 2,39) à 2,10 (IC à 95 % : 1,72 à 2,58) avec la correction 1 et 1,88 (IC à 95 % : 1,52 à 2,31) avec la correction 2.

Tableau 5
Association entre certaines issues défavorables à la grossesse et l'indice de masse corporelle prégestationnel calculé d'après la taille et le poids autodéclarés, après application de deux équations de correction, Enquête canadienne sur l'expérience de la maternité de 2006-2007, sous-échantillon de femmes de 18 à 44 ans
Autodéclaration Correction 1Note a Correction 2Note b
Taux (%) Rapport de taux (IC à 95 %) Taux (%) Rapport de taux
(IC à 95 %)
Taux (%) Rapport de taux
(IC à 95 %)

Abréviations : IC, intervalle de confiance; réf, groupe de référence. Remarque : La taille des échantillons pour chaque catégorie de poids correspond à celle des échantillons présentés dans le tableau 4.

aLa correction 1 renvoie aux coefficients de régression fondés sur un sous-échantillon de l'Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes de 2005 constitué de femmes de 18 ans et plus, qu'elles aient déjà accouché ou non (n non pondéré ≈ 1 000). Note 9
bLa correction 2 renvoie aux coefficients de régression fondés sur un sous-échantillon de l'Enquête canadienne sur les mesures de la santé de 2007-2009 constitué de femmes de 18 à 44 ans ayant un enfant de moins de 5 ans à la maison (n non pondéré ≈ 259). Note 9
Accouchement par césarienne
Poids insuffisant 20,7 0,86
(0,65 à 1,13)
20,4 0,88
(0,60 à 1,30)
21,3 0,92
(0,66 à 1,27)
Poids normal (réf.) 23,4 1,00 22,6 1,00 22,8 1,00
Embonpoint 29,4 1,36
(1,17 à 1,58)
28,6 1,37
(1,19 à 1,58)
29,3 1,40
(1,21 à 1,61)
Obésité 37,5 1,96
(1,66 à 2,31)
36,3 1,96
(1,68 à 2,29)
36,6 1,96
(1,67 à 2,30)
Faible poids pour l'âge gestationnel
Poids insuffisant 17,1 2,36
(1,67 à 3,34)
19,9 2,65
(1,74 à 4,01)
20,2 2,83
(1,94 à 4,11)
Poids normal (réf.) 8,0 1,00 8,6 1,00 8,2 1,00
Embonpoint 7,5 0,93
(0,71 à 1,20)
7,3 0,84
(0,65 à 1,07)
7,2 0,86
(0,67 à 1,12)
Obésité 6,1 0,74
(0,53 à 1,03)
6,2 0,70
(0,53 à 0,94)
6,2 0,74
(0,55 à 1,01)
Poids élevé pour l'âge gestationnel
Poids insuffisant 4,7 0,46
(0,27 à 0,79)
4,2 0,42
(0,17 à 1,02)
3,9 0,38
(0,18 à 0,80)
Poids normal (réf.) 9,6 1,00 9,4 1,00 9,6 1,00
Embonpoint 14,2 1,55
(1,27 à 1,89)
11,7 1,28
(1,05 à 1,56)
13,1 1,41
(1,16 à 1,72)
Obésité 17,0 1,92
(1,54 à 2,39)
17,9 2,10
(1,72 à 2,58)
16,6 1,88
(1,52 à 2,31)

Figure 3a
Association entre les accouchements par césarienne et l'indice de masse corporelle prégestationnel calculé d'après la taille et le poids prégestationnel autodéclarés et après application de deux équations de correction, Enquête canadienne sur l'expérience de la maternité de 2006-2007, sous-échantillon de femmes de 18 à 44 ans

Figure 3 a
Équivalent textuel - Figure 3a

Figure 3a - Association entre les accouchements par césarienne et l'indice de masse corporelle prégestationnel calculé d'après la taille et le poids prégestationnel autodéclarés et après application de deux équations de correction, Enquête canadienne sur l'expérience de la maternité de 2006-2007, sous-échantillon de femmes de 18 à 44 ans

La figure 3a présente les taux observés et les RT correspon-dants des répartitions corrigées et non corrigées des accouchements par césari-enne en fonction de l'IMC. Les corrections ont eu un effet négligeable sur l'association entre l'IMC prégestationnel et l'accouchement par césarienne.

Figure 3b
Association entre le faible poids pour l'âge gestationnel et l'indice de masse corporelle prégestationnel calculé d'après la taille et le poids prégestationnel autodéclarés et après application de deux équations de correction, Enquête canadienne sur l'expérience de la maternité de 2006-2007, sous-échantillon de femmes de 18 à 44 ans

Figure 3 b
Équivalent textuel - Figure 3b

Figure 3b - Association entre le faible poids pour l'âge gestationnel et l'indice de masse corporelle prégestationnel calculé d'après la taille et le poids prégestationnel autodéclarés et après application de deux équations de correction, Enquête canadienne sur l'expérience de la maternité de 2006-2007, sous-échantillon de femmes de 18 à 44 ans

La figure 3b présente les taux observés et les RT correspon-dants des répartitions corrigées et non corrigées des FPAG en fonction de l'IMC. Les corrections ont produit des augmentations non significatives des asso-ciations avec le FPAG c'est-à-dire qu'elles ont augmenté l'association avec un poids insuffisant : le RT est passé de 2,36 (IC 95 % : 1,67 à 3,34) à 2,65 (IC à 95 % : 1,74 à 4,01) avec la correction 1 et à 2,83 (IC à 95 % : 1,94 à 4,11) avec la correction 2.

Figure 3c
Association entre le poids élevé pour l'âge gestationnel et l'indice de masse corporelle prégestationnel calculé d'après la taille et le poids autodéclarés et après application de deux équations de correction, Enquête canadienne sur l'expérience de la maternité de 2006-2007, sous-échantillon de femmes de 18 à 44 ans

Figure 3 c
Équivalent textuel - Figure 3c

Figure 3c - Association entre le poids élevé pour l'âge gestationnel et l'indice de masse corporelle prégestationnel calculé d'après la taille et le poids autodéclarés et après application de deux équations de correction, Enquête canadienne sur l'expérience de la maternité de 2006-2007, sous-échantillon de femmes de 18 à 44 ans

La figure 3c présente les taux observés et les RT correspon-dants des répartitions corrigées et non corrigées des PEAG en fonction de l'IMC. Les corrections ont produit des diminutions non significatives des associations avec le PEAG, c'est-à-dire qu'elles ont globalement diminué l'association avec l'embonpoint et l'obésité. Chez les femmes classées comme faisant de l'embonpoint avant leur grossesse, le RT est passé de 1,55 (IC à 95 % : 1,27 à 1,89) à 1,28 (IC à 95 % : 1,05 à 1,56) avec la cor-rection 1 et à 1,41 (IC à 95 % : 1,16 à 1,72) avec la correction 2 alors que chez les femmes classées comme obèses avant leur grossesse, le RT est passé de 1,92 (IC à 95 % : 1,54-2,39) à 2,10 (IC à 95 % : 1,72- 2,58) avec la correction 1 et 1,88 (IC à 95 % : 1,52-2,31) avec la correction 2.

Notes
Figure 3a, Figure 3b, Figure 3c:

Analyse

L'association entre un IMC prégestationnel très élevé ou très bas et des issues défavorables de grossesse a été prouvée Note de bas de page 1-3. Cependant, l'impact potentiel des valeurs biaisées de l'IMC sur cette association n'a pas été étudié au Canada.

Nous avons observé, dans l'ensemble, une forte concordance entre la classification de l'IMC fondée sur les données autodéclarées et celles fondées sur les données mesurées dans le sous-échantillon de l'ECMS. Les erreurs de classification ont eu un effet considérable sur la proportion de femmes ayant déclaré un poids insuffisant ou de l'obésité. Les transformations visant à corriger les erreurs de classification potentielles des données sur l'IMC de l'ECEM ont entraîné des modifications variables et non significatives des associations entre l'IMC prégestationnel et les issues de grossesse étudiées.

La forte concordance pour l'attribution de l'IMC dans notre échantillon de l'ECMS en fonction des données autodéclarées et en fonction des données mesurées correspond aux résultats d'autres études menées sur les femmes adultes Note de bas de page 10,Note de bas de page 15,Note de bas de page 16. L'étude menée par Connor Gorber et ses collaborateurs Note 9, bien que ses résultats ne soient pas applicables à l'ECEM, a montré que l'âge n'avait aucun effet significatif sur le biais dans les mesures de l'IMC chez les femmes canadiennes, mais qu'un faible niveau de scolarité et une une combinaison taille-poids correspondant à un excès de poids était associé à une sous-estimation de l'IMC Note 9. Les femmes de l'ECEM étaient plus jeunes, semblaient avoir un niveau de scolarité plus élevé et être moins nombreuses à avoir un excès de poids que les femmes de l'ECMS. La tendance à une sous-estimation de l'IMC du fait d'autodéclarations erronées de la taille et du poids pourrait donc être moins prononcée dans l'ECEM que dans l'ECMS. L'âge et le poids moins élevés des participantes à l'ECEM par rapport à celles de l'ECMS étaient anticipés, car les données de l'ECEM portaient sur la période précédant la grossesse tandis que celles de l'ECMS concernaient la période suivant la grossesse. Les femmes sont plus jeunes et pèsent généralement moins avant leur grossesse qu'après leur grossesse Note 17.

Sur le plan de la santé génésique, ce sont les valeurs extrêmes de la répartition de l'IMC qui sont associées au plus grand risque d'issue défavorable de grossesse. Nous avons constaté que les associations fondées sur les IMC prégestationnels tant déclarés que corrigés faisaient ressortir des effets dose-réponse évidents : un IMC correspondant à un poids insuffisant augmentait le risque de FPAG, tandis qu'un IMC correspondant à de l'embonpoint ou à de l'obésité augmentait le risque de PEAG et d'accouchement par césarienne Note de bas de page 1-3. Aucune modification statistiquement significative n'a été observée dans ces tendances à la suite de la correction des données de l'ECEM, ce qui indique que la taille et le poids autodéclarés sont assez fiables pour être utilisés dans l'étude des associations entre l'IMC prégestationnel et certaines issues de grossesse.

L'absence d'impact notable du biais sur ces associations est encourageante, car cela signifie que l'autodéclaration de la taille et du poids prégestationnel est une méthode de collecte de données acceptable dans les cas où il n'est pas possible d'effectuer de mesures directes. Non seulement ces données sont représentatives des effets sur la santé de l'IMC prégestationnel, mais elles pourraient aussi être utilisées pour évaluer l'efficacité des programmes de santé publique visant à encourager l'atteinte d'un poids santé avant la grossesse. Surveiller et évaluer rigoureusement le poids des femmes en âge de procréer et les résultats des interventions est essentiel pour traiter le problème complexe des poids néfastes à la santé au sein de la population Note 18.

Bien que nous n'ayons observé aucune modification notable des associations à la suite de la correction des données de l'ECEM, l'impact du biais sur l'association entre l'IMC et certaines issues de grossesse pourrait varier selon la direction du biais et la nature de la relation entre l'IMC et ces issues de grossesse. Ces associations pourraient être de ce fait sous-estimées ou surestimées. L'augmentation non significative de l'association entre la catégorie de poids insuffisant selon l'IMC et le FPAG à la suite de la correction s'explique vraisemblablement par le fait que les femmes classées comme ayant un poids insuffisant sont celles qui ont le poids le plus faible et, par conséquent, le plus à risque de donner naissance à un enfant de faible poids pour l'âge gestationnel. Inversement, la tendance à la baisse de l'association entre l'embonpoint et l'obésité et le PEAG est vraisemblablement due au fait que les femmes classées dans ces deux catégories à la suite de la correction présentaient un IMC moins élevé que les femmes classées dans ces catégories d'après leur taille et leur poids autodéclarés. Par conséquent, ces femmes présentaient un risque moins élevé de PEAG. Nous tenons à souligner que, même si l'IMC fondé sur la taille et le poids autodéclarés entraîne une surestimation de l'association entre l'obésité et le PEAG, le fardeau pour la population que représente le PEAG lié à l'obésité peut être néanmoins sous-estimé, car l'autodéclaration de la taille et du poids entraîne une sous-estimation de l'obésité.

Une étude de l'impact du biais dans l'autodéclaration de la prise de poids durant la grossesse sur un poids élevé ou faible à la naissance a abouti à des conclusions semblables aux nôtres Note 19. Dans une autre étude de l'impact du biais dans l'IMC prégestationnel sur cinq issues de grossesse (dont le FPAG et le PEAG)20, les associations n'ont pas été modifiées de façon significative mais ont été quelque peu atténuées par les erreurs de déclaration. Les études sur le biais dans l'IMC en lien avec d'autres résultats en matière de santé, tels que les maladies chroniques liées au poids (p. ex. diabète ou hypertension artérielle), ont aussi montré que ces associations pouvaient être sous-estimées Note 21 comme surestimées Note 22. L'effet négligeable de notre ajustement sur l'association entre l'IMC et l'accouchement par césarienne donne à penser que d'autres facteurs de risque jouent un plus grand rôle dans la survenue de cette issue de grossesse et sont indépendants de l'IMC prégestationnel.

Points forts et limites

Notre étude comporte plusieurs limites. Comme la taille et le poids n'ont pas été directement mesurés dans le cadre de l'ECEM, nous avons utilisé les données d'un sous-échantillon de l'ECMS constitué de femmes en âge de procréer pour estimer le biais entourant l'IMC dans l'ECEM. D'autres études ont montré que la validité d'une telle transposition de données est plus grande lorsque les équations sont dérivées de la même population et d'une période semblable Note de bas de page 23-25. Nous avons utilisé les paramètres disponibles de l'ECMS (âge et antécédents de naissance vivante) pour former le groupe de comparaison le plus représentatif possible. Toutefois, nos populations n'étant pas tout à fait identiques, le biais n'est peut-être pas exactement le même dans les deux populations, bien que la nature du biais entourant l'IMC se soit avérée semblable chez les femmes avant leur grossesse et chez la population générale de femmes adultes Note de bas de page 26,Note de bas de page 27.

Nous avons appliqué la même correction à toutes les catégories d'IMC alors que le biais est variable d'une catégorie à l'autre. Bien que ce biais différentiel indique que des corrections spécifiques à chaque catégorie auraient été plus appropriées, les modèles de correction plus complexes prenant en compte la catégorie d'IMC et d'autres covariables (p. ex. modèles fondés sur une régression polynomiale ou par spline) n'ont pas présenté d'avantage significatif pour la correction des erreurs de déclaration que l'approche plus simple que nous avons choisie ne l'a fait Note 9.

L'analyse du biais selon la catégorie d'IMC ne permet pas non plus d'évaluer sans restriction la relation entre le biais induit par l'IMC calculé d'après des données autodéclarées et l'impact de ce biais sur l'association entre IMC et issue de grossesse. Notre méthode de classification de l'IMC est quant à elle solide et appropriée pour la santé publique et le milieu clinique.

Enfin, comme nous visions à évaluer l'impact d'un biais potentiel dans l'IMC plutôt que l'association entre l'IMC et les issues de grossesse en soi, nos calculs ont porté sur des associations brutes, qui ne traduisent pas l'effet indépendant de l'IMC prégestationnel sur les issues de grossesse.

Conclusion

Bien qu'une forte concordance ait été observée entre les données autodéclarées et les données mesurées pour la répartition de l'IMC au sein de la population de femmes en âge de procréer, un biais possible dans le calcul de l'IMC d'après des données autodéclarées pourrait entraîner de légères sous-estimations ou surestimations des associations entre l'IMC et certaines issues de grossesse. Cependant, l'utilisation de l'IMC fondé sur des données autodéclarées semble être une manière acceptable et raisonnable de faire ressortir les tendances générales concernant l'association entre l'IMC prégestationnel et certaines issues de grossesse.

Références

Note:

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