ENQUÊTE SANTÉ QUÉBEC 87

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ENQUÊTE SANTÉ QUÉBEC 87

L'UTILISATION DES TRANQUILLISANTS, SÉDATIFS ET SOMNIFÈRES: ANALYSE DES DONNÉES DE L'ENQUÊTE SANTÉ QUÉBEC

Institut national de santé publique du Québec 4835, avenue Christophe-Colomb, bureau 200

Montréal (Québec) H2J3G8 T é l . : (514) 597-0606

Claudine Laurier Jacques Dumas

Jean-Pierre Grégoire Luce Duval

Gouvernement du Québec Ministère de la Santé et des Services sociaux

L'enquête Santé Québec a été réalisée par le ministère de la Santé et des Services sociaux conjointement avec les Départements'de

santé communautaire.

Cette édition a été produite par: La Direction des Communications

Ministère de la Santé et des Senrices sociaux 1088. Raymond Casgrain

Québec, G1S2E4

Direction de l'enquête: Aline Emond

Réalisation des entrevues: SORECOM

Coordination de l'édition: Louise Guyon, Santé Québec

Janne Lavallière, MSSS Louis-Mari Drolet, MSSS

Les commentaires et les demandes de renseignements sur la présente publication peuvent être adressés à:

Santé Québec Tour de la Bourse, 800, Place Victoria

42e étage, C.P.164 Montréal (Québec) H4Z1C8

(514) 8 7 3 - 4 7 4 9

ou aux auteurs;

Claudine Laurier ( 514 )343 -5630 Jacques Dumas ( 418 )656 -5432

Jean-Pierre Grégoire ( 418 )656 -7477 ùb oUpl^jL} g;,: r u i ^ ï i

5930-Ti ;5f&rcJ : Iqî

ISBN-2-550-21314-9 Dépôt légal - Quatrième trimestre 1990

Bibliothèque nationale du Québec

AVANT-PROPOS

Cette publication sur l'utilisation des tranquillisants, sédatifs et somnifères s'inscrit dans la suite des travaux effectués à partir de l'enquête Santé Québec de 1987. Elle constitue le premier numéro d'une série de cahiers de recherche consacrés à la présentation des données et à l'évaluation des diverses méthodes de cueillette et d'analyse autour de cette enquête.

Les cahiers de recherche s'adressent particulièrement aux chercheurs, aux planificateurs, aux intervenants et aux adminis-trateurs du domaine de la santé et des services sociaux. Ils ont pour objectifs de diffuser les connaissances sur ces sujets et de favoriser la discussion et la réflexion autour des enquêtes de santé.

Les auteurs de ces cahiers viennent de différents milieux: départements de santé communautaire, groupes de recherche universitaires, ministères, etc... Santé Québecassure la coordination de la révision, de l'édition et de la distribution de ces travaux. Chaque texte fait l'objet d'une révision par un groupe de lecteurs externes choisis en fonction du thème particulier à l'étude. Ce texte consacré à l'utilisation des tranquillisants, sédatifs et somnifères a été relu par [ ^ MmesManuellaAdrianderAddictionResearchFoundationdeïoronto ^ ^ et Louise Nadeau de l'Université de Montéal.

L'ENQUÊTE

L'enquête Santé Québec a été financée conjointement par le ministère de la Santé et des Services sociaux et les 32 Départements de santé communautaire. Elle visait à recueillir des données inédites pouvant être directement utilisées dans l'évaluation de l'état sanitaire de la population, de ses besoins en soins et services et dans la définition des populations à risque.

Elle s'est effectuée au cours de l'année 1987, en huit périodes de cueillette consécutives. Elle a rejoint 32 000 personnes réparties dans plus de 11 000 ménages privés sur l'ensemble du territoire québécois, à l'exception de la région du Nouveau-Québec et des réserves indiennes. L'échantillon des ménages s'est fait à partir d'unités primaires d'échantillonnage elles-mêmes établies après un découpage du Québec en 11 régions socio-sanitaires puis en 32 DSC. Toutes les personnes du ménage étaient sélectionnées pour l'enquête.

Se situant dans la lignée du modèle de l'Enquête Santé Canada de 1 9 7 8 - 1 9 7 9 , l'enquête Santé Québec a adopté la définition globale de la santé telle que présentée dans le rapport Lalonde:

"...un état de bien-être suffisant pour accomplir de façon adéquate un certain niveau d'activités physiques, mentales et sociales, en prenant l'âge en considération."

Elle cherche à décrire les déterminants de la santé, l'état de santé tant physique que psychologique ainsi que ses conséquences sur la consommation de services et sur la fonctionnalité.

THÈMES RETENUS POUR L'ENQUÊTE SANTÉ QUÉBEC (1987) n DÉTERMINANTS ÉTAT DE SANTÉ CONSÉQUENCES

habitudes de vie

antécédents

physique perçu/observé consommation

psychologique positif/négatif conséquences sur la fonctionnalité

environnement social

SUJETS SPÉCIFIQUES HABITUDES DEVIE SANTÉ PHYSIQUE •CONSOMMATION •consommation

d'alcool •usage du tabac •activités physiques •usage de véhicules-

moteurs •sommeil

•prévention féminine •usage des drogues

•limitation d'activité

•problèmes de courte durée •problèmes chroniques •audition/vision

•accidents/blessures

•incapacités •perception générale

•professionnels rencontrés

•lieu de consultation

•usage de médicaments

ANTÉCÉOENTS

•antécédents personnels

•antécédents familiaux

SANTÉ PSYCHOLOGIQUE

•suicide

•troubles psychologiques •santé mentale positive

CONSÉQUENCES.SUR LA FONCTIONNALITÉ •journée d'incapacité

•mobilité •besoin d'aide •impact sur les rôles

ENVIRONNEMENT SANTÉ SOCIALE •travail •revenu

•problèmes sociaux

•sexe •scolarité •soutien social •événements stressants

'Cette liste s'inspire du modèle de l'Enquête Santé Canada

Les renseignements sur la santé, l'incapacité et la consomma-tion de soins pour toutes les personnes d'un même ménage ont été recueillis auprès d'un répondant à l'aide d'un questionnaire rempli par un interviewer. Les données portant sur les habitudes de vie, l'environnement social et la santé psychologique faisaient l'objet d'un questionnaire auto-administré qui s'adressait aux personnes âgées de 15 ans et plus. Le taux de réponse global a été de 87,3%.

Santé Québec a publié en juillet 1988 les "Faits saillants" de l'enquête. En octobre 1988 un rapport en deux tomes "Et la santé, ga va?" et en mai 1989 une série de six monographies sur différents sous-groupes de la population québécoise ont été édités par les Publications du Québec. De plus, huit cahiers techniques sur divers aspects de la réalisation de l'enquête et de l'exploitation de ses données ont été produits à Santé Québec.

Aline Émond directeure

TABLE DES MATIÈRES:

INTRODUCTION 11

PARTIE 1 : FACTEURS UÉS À L'UTILISATION DES BENZODIAZEPINES. 1. Prévalence etfacteurs liésàl'utilisation: recension desécrits:13

1.1. Prévalence .13 1.2. Variables socio-démographiques 15 1.3. Etat de santé 18 1:4. Comportements d'utilisation. 18 1.5. Analyses multivariées... 19

y 2. Analyse des données de Santé Québec: 23

2.1. Objet de l'analyse 23 2.2. Type d'analyse 24

3. Résultats: 25 3.1. Prévalence 25 3.2. Variables socio-démographiques 25 3.3. Etat de santé 27 3.4. Utilisation d'alcool. 28 _ 3.5. Analyses multivariées 29 ^

4. Discussion 36

PARTIE 2 : LA MESURE DE LA CONSOMMATION DE TRANQUIL-LISANTS, SÉDATIFS ET SOMNIFÈRES DANS L'ENQUlTE SANTÉ QUÉBEC : CARACTÉRISTIQUES ET VALIDATION. 1. L'enquête auprès des ménages pour mesurer la consommation

de psychotropes 41

2. Validité de la méthode. : 4 2

3. Validation tentée 4 3

4. Résultats: 45 4.1. Capacité d'identifier lé nom du médicament consommé:. 45 4.1.1. Proportion de médicaments identifiés 45 4.1.2. Proportion de consommateurs pour lesquels les

médicaments sont identifiés ; . . 47 4.2. Erreur d'interprétation ou erreur de transcription? . .48 4.3. Erreurs de commission 50 4.4. Erreurs d'omission 5 3

5. Discussion. 55

Références 57

Annexe 61

USTE DES TABLEAUX ET GRAPHIQUES Partie 1: Facteurs liés à l'utilisation des benzodiazépines. Tableau 1.1 Données sur la prévalence d'utilisation des

psychotropes. 14

Tableau 1.2 Proportion de personnes consommant des benzodiazépines en fonction de diverses variables socio-démographiques 26

Tableau 1.3 Proportion de personnes consommant des benzodiazépines en fonction de divers indicateurs de l'état de santé. . . . . . .28

Tableau 1.4 Proportion de personnes consommant des benzodiazépines en fonction de leur consommation hebdomadaire d'alcool 29

Tableau 1.5 Résultats de la régression logistique concernant l'effet des variables socio-démographiques sur l'utilisation des benzodiazépines chez les 15 ans ou plus 30

Tableau 1.6 Résultats de la régression logistique concernant l'effet des indicateurs de l'état de santé sur l'utilisation des benzodiazépines chez les 15 ans ou plus. 3 2

Tableau 1.7 Résultats de la régression logistique concernant l'effet des variables socio-démographiques et des indicateurs de l'état de santé sur l'utilisation des benzodiazépines chez les 15 ans ou plus.... 33

Tableau 1.8 Résultats de la régression logistique concernant l'effet des variables socio-démographiques et des indicateurs de l'état de santé sur l'utilisation des benzodiazépines chez les femmes et chez les hommes de 15 ans ou plus 35

Tableau 1.9 Résultats de la régression logistique concernant l'effet des variables socio-démographiques et de la consommation d'alcool sur l'utilisation des benzo-diazépines chez les femmes et chez les hommes de 15 ans ou plus 36

Partie 2. La mesure de la consommation de tranquillisants, sédatifs et somnifères dans l'enquête Santé Québec : caractéris-tiques et validation. Graphique I Données relatives à la consommation de

médicaments 44

Graphique II Identification des médicaments et nombre de médicaments sur lesquels la validation peut porter 46

Tableau 2.1. Nombre et pourcentage de médicaments pour lesquels un DIN valide est disponible selon le type de médicaments 46

Tableau 2.2. Classification des médicaments rapportés comme tranquillisants, sédatifs ou somnifères 51

Tableau 2.3 Classification des médicaments que les codeurs ont considérés commes des tranquillisants, sédatifs ou somnifères alors qu'ils n'avaient pas été rapportés comme tels 54

INTRODUCTION

La présente étude s'intéresse aux données relatives à la con-sommation de tranquillisants, sédatifs et somnifères telles que colligées lors de l'enquête Santé Québec de 1987. Elle s'attache à identi f ier les facteurs associés à la consommat ion des benzodiazépines, principal type de substances consommées par les utilisateurs de tranquillisants, de sédatifs et de somnifères. Plus précisément, l'analyse porte sur les liens entre la consommation de benzodiazépines et les variables socio-démographiques, les indica-teurs de l'état de santé et l'utilisation d'alcool. Les résultats sont présentés dans la première partie du rapport.

Par ailleurs, la méthodologie utilisée par Santé Québec pour mesurer la consommation de tranquillisants, sédatifs et somnifères fait également l'objet d'analyses. Il s'agit ici d'examiner la nature des produits que les répondants ont rapporté comme des tranquillisants, sédatifs et somnifères. Les résultats de cet examen à portée méthodologique sont présentés dans la seconde partie du rapport.

Ce projet a bénéficié d'un financement de Santé Québec dans le cadre du Fond de • subvention Santé Québec 1988-1989

12

PARTIE 1

FACTEURS LIES À L'UTILISATION DES BENZODIAZEPINES

1. PRÉVALENCE ET FACTEURS LIÉS À L'UTILISATION: RECENSION DES ÉCRITS:

Plusieurs auteurs ont cherché à estimer la prévalence de l'utilisation de substances psychotropes et à étudier les facteurs liés à cette utilisation. Avant de présenter les résultats de nos propres analyses, il convient de faire un bref résumé de la littérature. Pour ce faire, nous avons surtout retenu les travaux dont l'approche méthodologique est globalement semblable à celle adoptée par l'enquête Santé Québec, puisqu'elle consiste à aller chercher auprès d'un échantillon représentatif d'individus non-institutionnalisés des données relatives à la consommation de psychotropes. Nous avons donc attribué moins d'importance aux travaux analysant les fichiers d'ordonnances ou s'adressant à des échantillons de patients de cliniques médicales ou d'établissements de santé.

Bien qu'elles adoptent une méthodologie globalement similaire, les études auprès d'individus diffèrent cependant par un certain nombre d'aspects, rendant les comparaisons délicates. En particulier, on peut noter des différences quant aux caractéristiques de la population sous étude, à la nature des médicaments visés (ensemble des psychotropes vs certaines catégories de ceux-ci; ensemble des médicamentsvsmédicamentsprescrits...),àrindicateurd'utilisation (obtention d'une ordonnance vs consommation; utilisation régulière vs toute utilisation), et à la période de référence (derniers deux jours, dernières deux semaines, dernière année...). En outre, le contexte de l'étude et les techniques de cueillette des données ne sont pas toujours identiques.

1.1. Prévalence.

Le tableau 1 présente certaines données de prévalence qui se retrouvent dans la littérature. Il n'est malheureusement pas toujours possible de distinguer parmi les utilisateurs de l'ensemble des substances psychotropes ceux qui ont spécifiquement utilisé des tranquillisants. On note cependant que les proportions d'utilisateurs de psychotropes ou de tranquillisants se situent généralement entre

TABLEAU 1.1

DONNÉES SUR LA PRÉVALENCE D'UTILISATION DES PSYCHOTROPES AUTEURS POPULATION, ANNÉE N OBJET PRÉVALENCE

Parry et coll.1, Adultes 18- 74 ans 2 552 Utilisation dans les 12 derniers mois 1973 Etats-Unis,1970-1971. • psychotropes prescrits et non prescrits 31%

• psychotropes prescrits 22% • tranquillisants mineurs-sédatifs 15% • somnifères 3% • anti-dépresseurs 2% • anti-psychotiques 1%

Baiter, Levine et Manheimer2 . 1974

Adultes 15 ou 16 ans+ 9 pays d'Europe, 1971.

1 000 à 2 000/ pays

Utilisation dans les 12 derniers mote • anxiolytiques et sédatifs 10 à 17%

selon le pays Uhlenhuth, Baiter et Lipman8 , 1978

Adultes 18-64 ans Oakland. EU, 1970-1971.

735 Utilisation dans les 12 derniers mois • tranquillisants mineurs et sédatifs 20%

Pflanz, Basleret Schwoon4 ,1977

Adultes de 50 ans Hanovre, AIL, 1970

1251 Utilisation actuelle et régulière • médicaments pour calmer les nerfs

H: 15% F: 27%

Chaiton A et coll. 1976

, Résidents d'une petite ville, Ontario, 1971-1972.

1501 Utilisation dans les 2 derniers jours • tranquillisants et sédatifs 8,8%

Cralget Van Natta6 ,1978

Adultes du Maryland EU, 1972-1974.

1830 Utilisation dans les 2 derniers jours • tranquillisants mineurs H: 4% • sédatifs H: 2% • anti-dépresseurs H: 0.3% • tranquillisants majeurs H: 0,5%

F:9% F: 3% F: 2% F: 0,6%

Wells KB et co l l . 7 ,1985

Adultes 18-63 ans 6 réglons des EU, 1974.

4 007 Utilisation dans les 3 derniers mois • tranquillisants prescrits • somnifères prescrits

10,2% 2.9%

Riskaeî Klaukka 8 ,1984

Adultes 15 ans* Finlande, 1976.

16416 Utilisation actuelle • psychotropes prescrits 6.0%

Anderson 9 , 1980 Adultes 18 ans* Angleterre et Galles, 1977.

836 Utilisation dans les 2 dernières semaines • psychotropes prescrits 12%

Murray et cou. 1 ô , 1981

Adultes 16ans+ région de Londres, 1977

5 833 Utilisation dans les 2 dernières semaines • psychotropes (tranquillisants mineurs et 10,9%

majeurs, anti-dépresseurs, hypnotiques...)

Cafferata et Kasper1 1 ,1983

Résidents des EU 1977.

14 000 ménages

Obtention d'une ordonnance, 9,1% 12 derniers mois • psychotropes (tranquillisants mineurs et

majeurs .anti-dépresseurs, hypnotiques...) Santé Canada12 , 1981

Résidents du Canada. 1978-1979.

23 791 Utilisation dans les 2 derniers jours • tranquillisants, sédatifs et somnifères 4,8%

Mellrnger, Baiter et Uhlenhuth13 , 1984

Adultes 18-79 ans Etats-Unis, 1979.

3161 Utilisation dans les 12 derniers mois • anxiolytiques prescrits 11%

Marinier et coll. 1982

Femmes 18-65 ans Montréal 1979

1187 Utilisation dans les 12 derniers mois • psychotropes 28%

Vazquez-Barqueroet co l l . 1 5 ,1989

Adultes 17 ans-f région rurale Espagne

1223 Utilisation actuelle et régulière • psychotropes • tranquillisants mineurs ou majeurs • hypnotiques • anti-dépresseurs

6,9% 5,7% 1,9% 1.3%

Promotion Santé Canada16

1988

Adultes.15 ans+ Canada (Québec) 1985

11181 Utilisation dans les 12 derniers mois • tranquillisants 6,4% (9.4%) • somnifères 8,2% (10,9%) • tranquillisants ou somnifères (estimation) 11%

10 et 2 0 % lorsque l'analyse porte sur les douze derniers mois. La prévalence tend à être moins élevée (5 à 10%) lorsque l'analyse porte sur une période plus courte.

Adrian, Busto et Al i1 7 rapportent les résultats de diverses en-quêtes menées en Ontario auprès d'échantillons d'adultes en 1976, 1977 ,1982 et 1984. Les proportions de répondants ayant utilisé des tranquillisants au cours des douze mois précédents se situent entre 13 et 14% dans les années 70, alors qu'elles sont respectivement de 8 et de 9 % en 1982 et 1984. Dans le cas des somnifères, les proportions passent de 9 % à 6 et 7%. Les résultats relatifs à une étude similaire menée en 1987 indiquent que 7 % des répondants auraient utilisé des tranquillisants et 9 % des somnifères18.

L'enquête Santé Canada12 dont la méthodologie est très voisine de celle de l'enquête Santé Québec, rapporte une proportion de 4 ,8% d'utilisateurs de tranquillisants, sédatifs et somnifères au cours des deux jours précédant l'enquête.

1.2. Variables socio-démographiques.

L'utilisation de substances psychotropes a fréquemment été analysée en fonction de diverses variables socio-démographiques telles le sexe, l'âge, le statut marital, le niveau de scolarité, le statut socio-économique, l'implication sur le marché du travail et l'origine ethnique.

Il existe un consensus remarquable quant à la relation entre le sexe et l'utilisation de tranquillisants, de somnifères ou plus globalement de psychotropes. En effet, les enquêtes auprès d'échantillons représentatifs de la population non-institutionnalisée, qu'elles soient récentes ou non, qu'elles soient effectuées auprès de nord-américains ou d'européens, rapportent sytématiquement une proportion d'utilisateurs plus élevée chez les femmes que chez les hommes1-13'15'16-18-20 bien que Riska et Klaukka 8 soulignent qu'en Finlande les différences entre les hommes et les femmes semblent moins marquées qu'ailleurs. De façon générale, le rapport entre les proportions d'utilisateurs chez les femmes et chez les hommes se situe entre 1,5 et 2,5. Les différences liées au sexe apparaissent également lors d'études des registres d'ordonnances exécutées pour une clientèle ambulatoire21*23. Ce phénomène est également bien mis en lumière dans les recensions présentées parCooperstock^et plus récemment par H a n s e n *

La plupart des enquêtes indiquent que la proportion d'utilisateurs detranquillisants, de somnifèresou de psychotropes tend àaugmenter

avec l'âge 7 * 1 M ™ 9 . Les données établies suite à l'analyse des ordonnances révèlent aussi ce phénomène 2 1 2 3 . Cependant, l'aug-mentation de la prévalence n'est pas toujours très marquée pour les groupes de personnes âgées de plus de 65 ans10-11-16 24. Par ailleurs, l'enquête pan-européenne menée en 1971 n'a pas révélé de lien systématique entre l'âge et la prévalence d'utilisation d'anxiolytiques et de sédatifs dans les divers pays participants2. De leur coté, Parry et coll.1 notent une augmentation en fonction de l'âge lorsqu'ils analysent la prévalence d'utilisation de tranquillisants mineurs prescrits et de somnifères prescrits mais ne mettent pas en évidence une telle augmentation dans le cas de l'ensemble des psychotropes.

L'utilisation detranquillisants, de somnifères ou de psychotropes semble particulièrement populaire chez les personnes veuves, di-vorcées ou séparées M-11-18-23. Certains rapportent également des prévalences d'utilisation plus faibles chez les célibataires que chez les personnes mariées8-1123. Ce dernier phénomène n'est cependant pas apparent dans les résultats de l'enquête Promotion Santé Canada 16 et d'Uhlenhuth et coll .3 . Par ailleurs, l'étude de Pflanz et coll.4 ne révèle pas de lien significatif entre l'utilisation de tranquillisants et le fait d'être divorcé chez un échantillon de personnes âgées de 50 ans. Enfin, si Wells et coll.7 n'ont pu associer le fait d'être marié ni à l'utilisation de tranquillisants, ni à celle de somnifères, Vazquez-Barquero et coll.15 indiquent que les femmes mariées sont plus souvent consommatrices de psychotropes que les femmes céliba-taires alors que le fait d'être marié n'a pas d'impact sur la consom-mation des hommes. La dichotomisation marié/non-marié donne toutefois des résultats difficiles à interpréter, puisque le groupe des non-mariés risque à la fois de comprendre des célibataires peu susceptibles d'être des consommateurs et des veufs et divorcés plus susceptibles de l'être.

Le lien entre le niveau de scolarité et la prévalence d'utilisation de tranquillisants, de somnifères ou de psychotropes n'a pas été établi de façon très nette. Une corrélation négative entre la prévalence et le niveau de scolarité est parfois rapportée, la prévalence étant moinsgrande chez les personnesayantune scolarité élevée11-15. Wells et col l . 7 mettent en évidence une telle relation pour l'utilisation de tranquillisants mais pas pour celle de somnifères. D'autre part, une enquête auprès de personnes âgées de 50 ans a associé une plus forte prévalence d'utilisation au fait d'avoir complété neuf ans d'études ou p lus 4 . L'enquête Promotion Santé Canada 16 n'indique aucune relation entre la scolarité et la consommation de tranquillisants ou de somnifères chez les hommes tandis que chez les femmes, les proportions d^tilisatrices sont faibles chez celles possédant quelques années d'études post-secondaires mais plus élevées chez celles

jouissant d'un niveau de scolarité supérieur ou inférieur. Enfin Parry et coll.1 n'ont pu lier le niveau de scolarité à l'utilisation de psychotropes prescrits.

Les données relatives à l'association entre la classe sociale ou le revenu et l'utilisation ne sont guère plus claires que celles ayant trait au niveau de scolarité. Certaines données indiquent que la proportion d'utilisateurs de psychotropes tend à diminuer lorsque le revenu familial s'accroît 811 . D'autres données associent une plus forte prévalence d'utilisation de tranquillisants à un revenu supérieur: dans le cas des travaux de Wells et coll.7, cette association est pré-sente pour les tranquillisants mais pas pour les somnifères alors que Pflanz et coll.4 la mettent en évidence chez les hommes mais pas chez les femmes d'un échantillon de personnes âgées de 50 ans.

Les proportions d'usagers de tranquillisants ou de psychotropes semblent dans l'ensemble varier très peu en fonction de la classe soc ia le U 1 5 . Mais certaines données font exception à cette toile de fond. Ainsi, des prévalences d'utilisation élevées ont été notées chez les hommes appartenant à la classe supérieure mais ce phénomène n'apparaissait pas chez les femmes4 . Une autre étude comparant les prévalences établies chez les personnes de classe moyenne à celles établies chez les personnes de la classe ouvrière révèle une prévalence supérieure chez les personnes de classe moyenne mais ce unique-ment chez les femmes de 55 ans ou plus 9 . La difficulté à cerner clairement l'effet du revenu ou de la classe sociale pourrait découler en partie de programmes d'accès au médicament dont les caracté-ristiques diffèrent d'un contexte à l'autre et qui sont donc plus ou moins susceptibles de favoriser l'acquisition de psychotropes par les personnes disposant d'un faible revenu.

Certains auteurs rapportent que les personnes impliquées activement sur le marché du travail présentent des prévalences d'utilisation moins élevées que celles qui ne le sont p a s C h e z les femmes, le fait de demeurer au foyer plutôt que de travailler à l'extérieur a été associé à des prévalences d'utilisation plus élevées 15-16. Cependant, les résultats obtenus par Plfanz et colMchez un échantillon de personnes âgées de 50 ans n'indiquent pas de différence entre l'utilisation de tranquillisants des femmes demeu-rant au foyer et celle des femmes travaillant à l'extérieur.

L'utilisation de tranquillisants et de psychotropes en général semblerait plus populaire chez les américains de race blanche3-7-". Enfin, l'enquête Promotion Santé-Canada 16 présente des propor-tions d'utilisateurs plus élevées chez les francophones et ce, pour les tranquillisants comme pour les somnifères.

1.3. Etat de santé.

Les résultats d'études ayant examiné le lien entre divers indica-teurs de l'état de santé et l'utilisation de tranquillisants, somnifères ou psychotropes sont on ne peut plus clairs : l'utilisation de ces substances est nettement liée à l'état de santé physique ou mental.

Ainsi, les prévalences d'utilisation varient sensiblement en fonction de l'état de santé tel que perçu par le répondant4-7-10-11.

Plusieurs indicateurs de la santé physique ont aussi été liés à l'utilisation de tranquillisants, somnifères ou psychotropes : c'est le cas de la limitation d'activités711, de la présence de maladies8-15 et du nombre de problèmes de santé3-13.

Enfin, l'utilisation a été associée à divers indices de santé mentale, de détresse psychologique ou de stress. Elle a ainsi été reliée à un score obtenu sur une échelle de détresse psychologique s'appuyant principalement sur le "Hopkins Symptom Cheklist"3-13-28, au nombre de symptômes résultant de l'administration du "Midtown 22 Item Scale" et du "Washington Heights Mental Health Scale"4, aux résultats de diverses versions du "General Health Questionnaire" 10,15,19 a u s c o r e gtabij sur l'inventaire de santé mentale élaboré dans

_ le cadre d'une étude de la Rand Corporation sur divers programmes Q d'assurance7, à l'équilibre affectif négatif mesuré à partir de l'échelle

de Bradburn12, et à la perception d'une incapacité liée à certaines conditions telles la fatigue, l'insomnie, la tension nerveuse ou la dépression 8. La prévalence d'utilisation est également apparue associée à un score témoignant de la survenue d'événements stressants dans l'année précédente 28 ou à certains événements stressants spécifiques27. Enfin, les données présentées par Vazquez-Barquero et coll.15 tendent à démontrer un effet additif de la morbidité physique et psychologique sur l'utilisation de psychotropes.

1.4. Comportements d'utilisation.

Il semble exister un lien entre le recours aux tranquillisants, somnifères ou psychotropes et le recours aux services médicaux. En effet, la prévalence d'utilisation varie en fonction du nombre de visites médicales dans l'année ou dansles mois précédents4-8-11-13. En outre, Mellinger et coll.1 3 rapportent que la prévalence d'utilisation d'anxiolytiques est plus élevée chez les personnes qui ont cherché à obtenir une aide auprès d'un spécialiste de la santé mentale au cours de l'année précédente. Les données présentées par Cafferata et Kasper11 indiquent une prévalence d'utilisation de psychotropes plus

élevée chez les personnes qui ont été hospitalisées au cours de l'année mais Pflanz et coll.4 n'ont pas constaté de différences si-gnificatives à cet égard chez leur échantillon de personnes âgées de 5 0 ans.

Un lien entre l'utilisation de psychotropes et l'utilisation d'autres médicaments a été mis en évidence par certains auteurs3-13-15.

Enfin, le lien entre l'utilisation d'alcool et de psychotropes a été étudié à quelques reprises sans toutefois mener à des résultats très congruents. Ainsi, Parry et coll.29 suggèrent un effet de substitution entre la consommation d'alcool et la consommation de psychotropes, le recours à l'un diminuant la probabilité de recourir à l'autre. Marinier et coll.14 font référence à des données indiquant une utili-sation plusélevée d'alcool chez les consommateurs de psychotropes. Les mêmes auteurs citent également les travaux de Guse et coll. rapportant une prévalence plusélevée d'utilisatrices de psychotropes chez les femmes abstinentes ou fortes consommatrices d'alcool14. Par ailleurs, selon les travaux d'Uhlênhuth et coll.3 , la proportion de femmes faisant abstinence d'alcool serait moins élevée chez celles qui utilisent des tranquillisants mineurs que chez celles ne les utilisant pas. Chez les hommes, la situation inverse prévaudrait. De leurcoté, Siciliani et coll. "n 'ont pu mettre en évidence d'association significative entre le fait d'utiliser un psychotrope et de consommer de l'alcool de façon abusive (consommation quotidienne approxi-mativement supérieure à 120 g. d'alcool absolu).

1.5. Analyses multivariées.

Les résultats précédents concernent l'effet global de diverses variables sur l'utilisation de tranquil l isants, somnifères ou psychotropes et, règle générale, ne tiennent pas compte de l'effet de facteurs confondants. Certains auteurs ont cependant tenté de mesurer l'effet d'une variable en tenant compte d'une ou de plusieurs autres variables.

Plusieurs n'ont contrôlé qu'un facteur à la fois. Ainsi les différences liées au sexe se sont généralement maintenues lorsqu'on a tenu compte de l'âge W O W M M * » ^ | a classe sociale 4-15, du niveau de scolarité ou du statutd'emploi15-16, de la perception de l'état de santé1 0 , de la présence de maladies8-15, du niveau de détresse psychologique ou de la survenue d'événements stressants 28, du nombre de symptômes psycho-physiologiques 4, et du score obtenu au "General Health Questionnaire"10.

D'autre part, Plfanz et coll.4, indiquent que, chez les personnes âgées de 50 ans, la prévalence d'utilisation augmente lorsque l'on passe d'une classe sociale inférieure à une classe supérieure quel que soit le niveau de symptômes psycho-physiologiques.

Certains auteurs ont mené des analyses multivariées plus complètes à l'aide de la régression logistique. Selon l'analyse effectuée par Murray et coll.10, la santé mentale mesurée par le "General Health Questionnaire", la perception de l'état de santé, le sexe et l'âge ont tous un effet intrinsèque sur l'utilisation de psychotropes dans les deux dernières semaines. Une santé mentale vacillante, un mauvais état de santé perçu, le fait d'être une femme et le fait d^tre âgé sont tous liés à une probabilité accrue d'utiliser des psychotropes. Aucune interaction ne semble significative. Siciliani et coll.19, obtiennent les mêmes résultats en utilisant des variables identiques.

Caffereta et coll.2 7 ont considéré dans leur régression des variables socio-démographiques (âge, scolarité, revenu familial, race, assurance-santé), des indicateurs de l'état de santé (perception de l'état de santé, limitation des activités), des indicateurs de l'utili-sation des services (nombre de visites médicales annuelles, nombre d'hospitalisations dans l'année, source de soins régulière), des

| variables témoignant de la situation familiale (nombre d'enfants, présence d'enfant de moins de 5 ans, type defamille, statut d'emploi) et des indicateurs de la présence de certains événements stressants (mortalité dans la famille, déménagement, départ d'un membre de la famille, chômage du conjoint(e), hospitalisation dans la famille, naissance, conjoint(e) en mauvaise santé, enfant en mauvaise santé). Chez les hommes comme chez les femmes, la régression a retenu tous les indicateurs de l'état de santé et de l'utilisation des services ainsi que l'âge, cette dernière variable ayant cependant un coefficient assez faible. Chez les hommes, la régression retient aussi le départ d'un membre de la famille, événement associé à une diminution de la prévalence d'utilisation de psychotropes, toutes choses étant égales par ailleurs. Chez les femmes, un conjoint en mauvaise santé, une famille de structure traditionnelle et le fait d'être blanche sont des variables liées à l'augmentation de la prévalence d'utilisation alors que la présence d'enfant de moins de 5 ans, une naissance et une famille intacte s'associent à une diminution.

Riska et Klaukka8 ont étudié l'utilisation de psychotropes en Finlande au moyen d'une régression tenant compte de l'âge, du revenu familial, du statut marital, de l'occupation, de la région, du nombre de visites médicales dans les mois précédents, de la présence de maladies chroniques et de la perception de problèmes découlant

de situations telles la fatigue, l'insomnie, la dépression ou la tension nerveuse (problèmes de nature psychologique). Leur analyse chez les f e m m e s de 15 à 64 ans révèle que l 'uti l isation serait intrinsèquement liée à la présence de maladies, à la présence de problèmes de nature psychologique, au nombre de visites médicales dans les mois précédents et à l'âge mais pas au revenu familial, au statut marital, à l'occupation ou à la région. Les résultats sont similaires chez les hommes de 15 à 64 ans sauf pour un effet significatif du revenu (prévalence plus élevée lorsque le revenu est faible) et un effet non significatif de l'âge. L'interaction entre la morbidité physique et la morbidité psychologique n'est pas signifi-cative.

L'analyse pilotée par Wells et col l . 7 portait, d'une part, sur l'utilisation de tranquillisants et, d'autre part, sur l'utilisation de somnifères. Dans les deux cas, des variables socio-démographiques (sexe, âge, scolarité, revenu, race, statut marital) et des indicateurs de l'état de santé (inventaire de santé mentale et index de limitation d'activités) sont considérés. Pour les tranquillisants, comme pour les somnifères, l'effet de l'état de santé physique et mentale demeure significatif et important quand les variables socio-démographiques qui y sont corrélées sont prises en compte. Les auteurs mentionnent qu'il n'y a pas d'interaction entre la santé physique et la santé mentale dans le cas des tranquillisants mais sont silencieux quant à l'absence ou la présence d'interaction dans le cas des somnifères. L'analyse multivariée portant sur les tranquillisants révèle une association positive avec le fait d'être une femme, d'être âgé et d'être de race blanche tandis que dans le cas des somnifères, si le sexe demeure significativement associé à l'utilisation, l'âge et la race ne le sont pas. Enfin, l'effet combiné des variables reflétant le statut socio-économique (scolarité et revenu) va dans le sens d'une augmentation de la prévalence d'utilisation de tranquillisants et de somnifères chez les membres des classes supérieures. Toutefois les auteurs écrivent: "L'effettotal ou partiel des facteurs socio-économiquessurrutilisation de tranquillisants ou de somnifères est faible lorsqu'il est comparé aux effets de l'âge, du sexe et de l'état de santé" (p.1305).

Isacson et Haglund23ont étudié les registres d'ordonnances de tranquillisants mineurs et de sédatifs-hypnotiques exécutées pour une clientèle ambulatoire d'une localité suédoise. Les variables considérées dans le modèle de régression concernent l'âge, le statut marital, le statut socio-économique du ménage et la distance à parcourir pour se rendre au centre de santé. Chez les hommes comme chez les femmes, l'âge et la distance du centre de santé demeurent liés à l'utilisation. Le fait d'être âgé ou de demeurer près du centrede santé s'associentà une plusforte prévalence d'utilisation.

L'effet du statut marital ne se manifeste que dans certains sous-groupes. Ainsi chez les hommes, les divorcés présentent des prévalences d'utilisation plus élevées que les mariés mais ce, seu-lement pour les sous-groupes de 45-54 ans et de 55-64 ans. Chez les femmes, quel que soit le groupe d'âge, les divorcées ne sont pas plus susceptibles d'utiliser des tranquillisants ou sédatifs que les femmes mariées. Cependant, les femmes célibataires âgées de 35 à 44 ans auraient des prévalences d'utilisation plus élevées que les femmes mariées du même âge.

Enfin, Allgulander20 analyse la consommation de tranquilli-sants chez un échantillon représentatif de plus de 32 000 Suédois en fonction de leurs caractéristiques socio-démographiques, de certains comportements d'utilisation des soins et de la morbidité rapportée par le répondant ou déterminée à partir des dossiers des institutions psychiatr iques. A la régression logist ique, les variables significativement liées à la consommation de tranquillisants chez les hommes comme chez les femmes sont : l'existence de symptômes de nervosité chronique, l'utilisation régulière de services médicaux, d'hypnotiques ou d'analgésiques, l'admission ou la réadmission en institution psychiatrique et la présence de céphalées récurrentes. Chez les femmes, la présence d'insomnies, d'incapacité et de maladie chronique s'ajoutent aux variables significatives. Il en va de même de l'âge avec un risque relatif faible à 1,03. Chez les hommes, ceux qui ont reçu un diagnostic d'abus de drogues ou d'alcool rapportent moins fréquemment consommer des tranquillisants, toutes choses étant égales par ailleurs. La consommation ne serait pas intrinsèquement associée au fait de ne pas être marié, de vivre en milieu urbain, d'avoir un faible niveau de scolarité ou de revenu et de présenter diverses maladies somatiques.

2. ANALYSE DES DONNÉES DE SANTÉ QUÉBEC:

Les données colligées par l'enquête Santé Québec nous per-mettent d'étudier les facteurs reliés à la consommation de psychotropesetainsi de confirmer ou d'infirmer certains des résultats présentés précédemment. En effet, l'enquête Santé Québec fournit des données sur l'utilisation de tranquillisants, sédatifs et somnifè-res, sur les caractéristiques socio-démographiques, sur l'état de santé physique et psychologique, sur l'utilisation d'alcool...

Il est clair cependant que toute analyse effectuée dans ce contexte ne peut être que transversale et qu'il n'est pas possible d'établir les séquences temporelles entre les variables utilisées. L'analyse présentée ne permet donc pas d'établir des liens de causalité clairs entre variables, mais plutôt de discerner des tendan-ces et de révéler des associations statististiques intéressantes.

2.1. Objet de l'analyse.

Dans le cadre de l'enquête Santé Québec, un certain nombre de renseignements ont été récoltés par rapport à la consommation de médicaments des personnes faisant partie de échantillon. Ces renseignements ont été recueillis au moyen d'un questionnaire administré par un interviewer. La question posée était la suivante: "Hier ou avant-hier, est-ce que quelqu'un du foyer a fait usage des produits suivants?" Suivait une liste de treize catégories de substances médicamenteuses tel que "analgésiques (pilules contre la douleur) comme l'aspirine", "antibiotiques", "tranquillisants, sédatifs ou somnifères". Lorsque la consommation d'un produit était rapportée pour l'une ou l'autre des catégories énoncées, le nom exact du médicament devait être précisé par le répondant. Si ce dernier ne pouvait le faire, l'interviewer devait tenter d'y remédier en demandant de voir l'étiquette du produit consommé. Le nom du produit consommé était transcrit et ultérieurement codé selon le numéro d'identification que lui assigne le gouvernement canadien ( D I N ) .

Une analyse du processus de collecte et de codification des données dont les résultats détaillés sont présentés dans la seconde partie de ce rapport, a révélé que la nature de la consommation identifiée par la question: "Avez-vous consommé des tranquillisants, sédatifs ou somnifères?" n'était pas des plus homogènes. En effet, certains répondants ont rapporté sous la catégorie "tranquillisants, sédatifs ou somnifères" des produits qui n'en sont pas vraiment. En conséquence, nous avons décidé de ne pas utiliser la réponse à la question "Avez-vous consommé des tranquillisants, sédatifs ou somnifères?". Nous nous sommes plutôt fiés au nom des médica-

ments rapportés (tel qu'identifié par le DIN) pourcréerdeux catégories de répondants: ceux qui ont rapporté la consommation de benzodiazépines et ceux qui ne l'ont pas fait. Cette catégorisation constitue la variable dépendante de nos analyses.

Le choix des benzodiazépines se justifie, d'une part, par notre souci d'identifier clairement l'objet d'étude et, d'autre part, par la grande popularité de ces produits. De fait, près de 8 0 % de ceux rapportant la consommation de "tranquillisants, sédatifs et somni-fères" rapportent avoir consommé des benzodiazépines.

La dichotomisation utilisateurs/non-utilisateurs a été effectuée en vérifiant si le répondant rapportait l'utilisation d'un médicament dont le DIN correspondait à l'une des benzodiazépines suivantes: alprazolam, bromazépam, chlordiazépoxide, clorazépate, diazépam, f lurazépam, kétazolam, lorazépam, ni t razepam, oxazépam, temazépam, triazolam. Les produits de tous les fabricants ont été considérés mais seuls les médicaments sous forme de comprimés ou de capsules orales ont été retenus.

L'analyse des facteurs liés à l'utilisation des benzodiazépines vise uniquement les personnes âgées de 15 ans ou plus. En effet, la consommation de tranquillisants est quasi inexistante chez les moins de 15 ans et l'analyse dans ce cas est peu pertinente. Par ailleurs les données relatives à certaines variables indépendantes proviennent du questionnaire auto-administré et ne sont disponibles que pour les personnes de 15 ans et plus.

2.2. Type d'analyse.

Les liens entre diverses variables et le fait d'utiliser des benzodiazépines ont d'abord été étudiés au moyen d'analyses bi-variées. Les variables indépendantes considérées ont été choisies en tenant compte des possibilités de comparer les résultats obtenus à ceux publiés dans la littérature. Nous avons considéré des variables socio-démographiquesetdesvariables reflétant la morbidité physique et psychologique.

Plus précisément, nous nous sommes intéressés au lien entre l'utilisation de benzodiazépines et les variables socio-démographiques suivantes: le sexe, l'âge, le revenu familial (pondéré par la taille du ménage), la scolarité relative (en terme de quintiles établis en tenant compte de l'âge et du sexe), le statut matrimonial, le statut d'activité et la langue utilisée le plus souvent. Les indicateurs de l'état de santé considérés dans les analyses sont: la perception de l'état de santé, le nombre de problèmes de santé, l'indice de santé globale et les scores

obtenus sur les échelles de détresse psychologique d'Ilfeld, de bien-être psychologique de Santé Québec et d'événements stressants. Les divers indices utilisés ont déjà été décrits dans diverses publi-cations de Santé Québec 30-31. Rappelons que le score de santé globale témoigne de la probabilité devoir un état de santé moins bon que celui de l'ensemble de la population de référence (ici les personnes de 15 ans ou plus), l'état de santé étant défini par l'une des catégories suivantes: aucune maladie, un état symptomatique, une condition chronique, plus d'une condition chronique, une incapacité restreinte, une incapacité sévère.

Les analyses bi-variées ont été suivies d'analyses multivariées. La régression logistique a été utilisée afin d'estimer l'impact d'une variable une fois tenu compte de l'effet des variables qui y sont corrélées. Les régressions logistiques ont été effectuées à l'aide du progiciel BMDP dans SAS et les coefficients estimés selon le principe du maximum de vraisemblance.

3. RÉSULTATS:

3.1. Prévalence.

La consommation d'une benzodiazépine au cours des deux jours précédant l 'enquête est rappor tée pour 1 2 6 6 des 2 4 1 2 1 répondants âgés de 15 ans ou plus. La prévalence s'établit donc à 5 ,3%. Ce calcul exclut 559 personnes (2 ,3%) dont on ne peut déterminer avec certitude le statut d'utilisation en raison de l'absence de numéro d'identification (DIN) pour un ou plusieurs des médica-ments consommés. Par ailleurs, les personnes ayant rapporté l'utilisation d'un médicament dont le DIN n'est pas valide (un DIN est présent mais ne correspond pas à un médicament connu) sont considérées comme n'utilisant pas de benzodiazépines. En effet, comme les benzodiazépines sont faciles à identifier, nous pouvons conclure qu'un DIN invalide ne correspond vraisemblablement pas à une benzodiazépine.

3.2. Variables socio-démographiques.

Le tableau 1.2 rapporte les principaux résultats obtenus lors-que le fait d'utiliser des benzodiazépines est analysé en fonction de diverses variables socio-démographiques retenues pour l'analyse.

TABLEAU 1.2

PROPORTION DE PERSONNES CONSOMMANT DES BENZODIAZÉPINES EN FONCTION DE DIVERSES VARIABLES SOCIO-DÉMOGRAPHIQUES. VARIABLE ECHANTILLON (%) DE PERSONNES FORCE DE

(15 ANS ET PLUS) AYANT PRIS AU MOINS L'ASSOCIATION (15 ANS ET PLUS) UNE BENZODIAZEPINE (PHI ou V DE CRAMER)

TOTAL 24121 5,3 —

Sexe et âge sexe: PHI = -0,07 HOMMES

tout âge 8903 3.8 15-30ans 2694 0.3 âge (hommes): 30-45ans 3 028 1.2 V de Cramer = 0.26 45-60ans 1792 6.2 60anset + 1389 13.2

FEMMES tout âge 9 987 6.8 15-30ans 2 997 0.6 âge (femmes): 30-45ans 3296 4.0 Vde Cramer = 0.26 45-60ans 2 009 9.9 60anset + 1685 19.4

Revenu familial pondéré par le nombre de pertonnes

très pauvre 2155 7.5 pauvre 3 709 8,4 V de Cramer = 0,09 moyen 11456 4.7 riche 4 099 2,4

Scolarité relative 1er quintile (faible) 3 863 7.0 2e quintile 3 775 ' 5.5 Vde Cramer=0,05 3e quintile 3694 5.8 4e quintile . 3962 4.3 5e quintile (élevée) 3597 4.0

Batut matrimonial seul(e) 3454 1,7 marié(e) 12907 5,1 Vde Cramera 0,15 veuf/veuve 914 18,9 séparé(e)/divorcé(e) 1401 7.6

Statut d'activité HOMMES

travail-études 8 681 1,1 tient maison 85 4.7 V. de Cramer « 0,24 inactif (maladie) 757 16,9 Inactif (autre) 2 321 8.3

FEMMES •

travail-études 5 985 2,0 tient maison 4 510 9,1 V de Cramer » 0.22 Inactive (maladie) 442 20,1 Inactive (autre) 1340 16,7

En proportion, les femmes rapportent plus souvent consom-mer des benzodiazépines que les hommes. Le rapport entre le pourcentage de femmes utilisant des benzodiazépines et le pour-centage d'hommes faisant de même est de 1,8. Les prévalences d'utilisation sont plus élevées chez les femmes quelle que soit la catégorie d'âge, l'écart étant maximal chez les 30-45 ans (rapport de 3,3). Par ailleurs, l'utilisation augmente clairement avec l'âge et ce, chez les hommes comme chez les femmes.

Il y a un lien inverse entre la prévalence d'utilisation et le revenu. Les personnes dont le revenu familial est faible ou très faible semblent plus susceptibles de consommer des benzodiazépines que les personnes jouissant d'un revenu moyen ou élevé. En outre, la prévalence chez les personnes à revenu moyen est supérieure à celle observée chez les personnes riches.

L'utilisation de benzodiazépines est significativement quoique faiblement liée à la scolarité relative. La prévalence semble plus élevée chez les personnes de faible scolarité.

La prévalence d'utilisation de benzodiazépines est nettement plus élevée chez les personnes veuves que chez celles ayant tout autre statut matrimonial. En outre, les personnes seules seraient moins susceptibles de consommer des benzodiazépines. La prévalence chez les personnes divorcées ou séparées est légèrement supérieure à celle des personnes mariées.

Chez les hommes comme chez les femmes, le statut d'activité est lié à l'utilisation des benzodiazépines. Les personnes travaillant à l'extérieur ou poursuivant des études sont nettement moins sus-ceptibles d'utiliser ces produits que les personnes inactives pour des raisons de santé ou pour toute autre raison. Les femmes au foyer sont également plus susceptibles d'utiliser une benzodiazépine que celles travaillant à l'extérieur.

Enfin, il n'y a pas d'association entre la langue utilisée le plus souvent et le recours aux benzodiazépines (Chi-carré, p> 0,05).

3.3. Etat de santé.

C o m m e le démontre le tableau 1 .3 , l 'ut i l isat ion des benzodiazépines est associéeàtouslesindicateurs de l'état de santé. Les V de Cramer témoignent d'associations relativement fortes. La présence de problèmes de santé, une santé que l'on ne perçoit pas comme optimale, l'expérience d'événements stressants, une détresse psychologique élevée et un bien-être psychologique faible sont tous

TABLEAU 1.3

PROPORTION DE PERSONNES CONSOMMANT DES BENZODIAZÉPINES EN FONCTION DE DIVERS INDICATEURS DE L'ÉTAT DE SANTÉ. VARIABLE ÉCHANTILLON (%) OE PERSONNES FORCE DE

(15 ANS ET PLUS) AYANT PRIS AU MOINS L'ASSOCIATION UNE BENZODIAZEPINE (VDE CRAMER)

Nombre de problèmes de saoté aucun 10426 <0,1 un 6422 2,5 V de Cramer = 0,30 plus de un 7 273 15,2

Perception de l'état de santé excellente 3 457 0,9 d i s bonne 7 810 2,1 V de Cramer « 0,29 bonne 5602 6,1 moyenne 1 890 19,3 mauvaise 372 33,3

Indice de santé globale <0.1 1er niveau (0,2085) 8099 <0.1

2e niveau (0,4756) 2207 7.4 V de Cramer s 0,30 3e niveau (0,6511) 4 459 4,4 V de Cramer s 0,30

4e niveau (0,8441) 2881 11,5 5e niveau (0,9355) 579 13,1 6e niveau (0,9755) 928 27,8

Indicateur d'événements stressants aucun 10460 2,8 faible 4 039 5,0 Vde Cramer = 0,17 moyen 2 224 8.9 élevé 1 988 14.4

Indice de détresse psychologique faible 10 937 2,3 moyen 3 636 4.5 V de Cramer » 0,19 élevé 3 947 12.5

Indice de bien-être psychologique élevé 9296 1.8 moyen fort 4421 3,9 V de Cramer s 0,23 moyen faible 4123 10.9 faible 611 23,2

associés à une prévalence relativement élevée d'utilisation de benzodiazépines. La propor t ion de ceux qui uti l isent des benzodiazépines augmente également avec la probabilité d'avoir un état de santé pire que celui de l'ensemble, tel que révélé par l'indice de santé globale. Il est à noter que très peu de personnes n'ayant aucun problème de santé utilisent des benzodiazépines.

3.4. Utilisation d'alcool.

Tel que l'indique le tableau 1.4, l'utilisation de benzodiazépines paraît liée à la fréquence de consommation d'alcool au cours de la semaine précédant l'enquête et ce, chez les hommes comme chez les femmes. La relation n!est cependant pas identique pour ces deux

sous-groupes. Chez les hommes, les buveurs, quel que soit le niveau de leurconsommation d'alcool, utiliseraient moinsfréquemment des benzodiazépines que ceux qui ne font pas usage d'alcool. Chez les femmes, les prévalences d'utilisation de benzodiazépines sont éle-vées chez les abstinentes comme chez les 2 9 femmes qui boivent plus de 28 verres d'alcool par semaine. Des prévalences plus faibles sont observées chez les femmes dont la consommation d'alcool ne se situe pas dans l'une ou l'autre de ces catégories extrêmes.

TABLEAU \A

PROPORTION DE PERSONNES CONSOMMANT DES BENZODIAZÉPINES EN FONCTION DE LEUR CONSOMMATION HEBDOMADAIRE D'ALCOOL. VARIABLE ÉCHANTILLON (%) DE PERSONNES FORCE DE L'ASSOCIATION

(15 ANS ET PLUS) AYANT PRIS AU MOINS (VDE CRAMER) UNE BENZODIAZÉPINE

Consommation hebdomadaire d'alcool HOMMES:

aucune consommation 2 824 6,7 1 à 6 consommations 3 424 2,5 7 à 13 consommations 1 253 2,0 V de Cramer = 0,11 14 à 28 consommations 856 1,9 plus de 28 consommations 258 2.3

FEMMES: aucune consommation 4 965 1 à 6 consommations 3961 7 à 13 consommations 563 14 à 28 consommations 183 plus de 28 consommations 29

9.0 4,3

• 3,4 4,9

13.8

Vde Cramer « 0,10

3.5. Analyses multivariées.

La stratégie adoptée pour les analyses multivariées consiste, dans un premier temps, à vérifier si le lien entre l'utilisation de benzodiazépines et une quelconque variable socio-démographique peut s'expliquer par les relations qu'entretient cette variable avec i 'ensembledesautresvariablessocio-démographiques. Uneanalyse similaire est ensuite effectuée en utilisant les indicateurs de l'état de santé comme variables indépendantes. Enfin, variables socio-démographiques et indicateurs de l'état de santé sont combinés dans une même régression, ce qui permet de voir dans quelle mesure l'effet des variables socio-démographiques se trouve modifié par la prise en compte de l'effet de l'état de santé. L'analyse multivariée permettra également de vérifier si le lien entre la consommation hebdomadaire d'alcool et l'utilisation de benzodiazépines est main-tenu lorsquel'effet des variables socio-démographiques est contrôlé.

Le tableau 1.5 rapporte les résultats de la régression logistique utilisant les variables socio-démographiques. Il permet de constater que toutes les variables restent significativement liées à l'utilisation même si l'on tient compte des relations qu'elles entretiennent entre elles. Certaines catégories de ces variables sont toutefois marginalement significatives puisque la borne supérieure ou inférieure de l'intervalle de confiance pour les rapports de chances (odds ratio) est très près de 1,00. Rappelons que le rapport de chances est un indicateur du risque relatif: il témoigne du rapport entre le risque d'utiliser une benzodiazépine pour les personnes appartenant à la catégorie étudiée et le risque d'en faire autant pour les personnes appartenant à la catégorie de référence.

L'effet du sexe n'est pratiquement pas modifié lorsqu'on contrôle pour les autres variables socio-démographiques puisque le rapport de chances ou risque relatif de 1,7 estimé par le modèle de régression est très semblable au rapport brut existant entre la proportion d'utilisatrices et la proportion d'utilisateurs (1,8) . L'effet de l'âge apparaît très important avec des risques relatifs de 5 et de 14 selon le sous-groupe considéré. L'analyse confirme que les personnes séparées ou divorcées sont plus souvent des utilisatrices de benzodiazépines que les personnes mariées. Les personnes veuves ou vivant seules se distinguent également des personnes mariées mais les bornes de l'intervalle de confiance pour le rapport de chances se situent près de 1,00.

TABLEAU 1.5

RÉSULTATS DE LA RÉGRESSION LOGISTIQUE CONCER-NANT L'EFFET DES VARIABLES SOCIO-DÉMOGRAPHIQUES SUR L'UTILISATION DE BENZODIAZÉPINES CHEZ LES 15 ANS OU PLUS. VARIABLES COEFFICIENT RAPPORT OE CHANCES (ODDS RATIO)

Estimé Intervalle de confiance d 95%

Femme 0.50 1,65 1.41 - 1,91 40-64 ans 1.67 5,33 4 ,34 - 6,55 65 ans ou plus 2,64 14.07 11.17- 17,71 Séparé(e)/divorcé(e) 0.51 1,67 1 ,31 - 2,12 Veuf(veuve) 0.27 1,30 1 ,04- 1,63 Seul(e) - 0 , 3 2 0,73 0 , 5 4 - 0.98 Scolarité - 2e quintile - 0 . 2 2 0,80 0 , 6 5 - 0.98 Scolarité - 3e quintile - 0 . 2 5 0.78 0 . 6 3 - 0,96 Scolar i té-4e quintile - 0 . 4 7 0.63 0 . 5 0 - 0,78 Scolarité - 5e quintile - 0 , 4 4 0.64 0 , 5 1 - 0,81 Revenu faible - 0 , 1 8 0.84 0 ,66 - 1,07 Revenu moyen - 0 , 3 9 0,67 0 , 5 4 - 0,84 Revenu élevé •0 .95 0,39 0 , 2 8 - 0,53

Tests d'ajustement au modèle: test d'Hosmer-Lemeshow: p= 0,49. Catégories de référence: homme, 15-39 ans. marfé(e), scolarité - 1er quintile, revenu familial très faible.

Le statut d'activité n'a pas pas été intégré à cette régression en raison de la faible taille de certains sous-groupes, en particulier ceux concernant les hommes tenant maison. Toutefois une régression effectuée chez les femmes indique que le statut d'activité demeure lié à l'utilisation de benzodiazépines en dépit de contrôles pour l'âge, le statut matrimonial, la scolarité et le revenu. Par rapport aux femmes travaillant à l'extérieur, le risque relatif s'établit à 2,3 (1,8 - 3 ,0) pour les femmes tenant maison, à 5,3 (3,5 - 7,8) pour celles qui sont inactives pour des raisons de santé et à 2,8 (2,0 - 3 ,9) pour celles qui sont inactives pour toute autre raison.

Le tableau 1.6 confirme l'importance des liens entre les indica-teurs de l'état de santé et l'utilisation de benzodiazépines. Tous les indicateurs, qu'ils aient trait à la détresse psychologique, aux évé-nements stressants, à la perception de l'état de santé ou à la santé globale, restent fortement liés à l'utilisation des benzodiazépines. Les risques relatifs sont particulièrement élevés pour ce qui est de l'état de santé perçu et du niveau de santé globale. Dans le cas de l'indice de santé globale, les personnes situées aux 5e et au 6e niveaux de l'indice (incapacité) paraissent plus susceptibles de rapporter l'utilisation de benzodiazépines que les personnes situées aux 3e et 4e niveaux (maladies chroniques), ces dernières étantàleur tour plus à risque de consommer des benzodiazépines que les personnes se situant au 1er ou au 2e niveau de l'indice (aucune maladie ou maladie symptomatique). Notons qu'il n'a pas été possible d'utiliser dans la régression toutes les catégories de l'indice de santé globale en raison de la taille des sous-groupes et des probabilités d'utilisation pour chacun d'eux. Ainsi, il n'est pas possible de distinguer les personnes ne rapportant aucun problème de santé de celles rapportant un problème symptomatique. En effet, puisque les personnes n'ayant aucun problème de santé ne consom-ment pratiquement jamais de benzodiazépines, leur inclusion à la régression causait d'importants problèmes d'estimation. Le regrou-pement était donc nécessaire. Il permet cependant une interprétation raisonnable des données.

TABLEAU 1.1342

RÉSULTATS DE LA RÉGRESSION LOGISTIQUE CONCER-NANT L'EFFET DES INDICATEURS DE L'ÉTAT DE SANTÉ SUR L'UTILISATION DE BENZODIAZÉPINES CHEZ LES 15 ANS OU PLUS. VARIABLES COEFFICIENT RAPPORT DE CHANCES (ODDS RATIO)

Estlmd Intervalle de confiance è 95%

Très bonne santé perçue 0.62 1,87 1.23 - 2,83 Bonne santé perçue 1,34 3,85 2.57 - 5,76 Santé perçue moyenne 2,09 8,06 5.30 •12,25 Mauvaise santé perçue 2.20 9,00 5,52 -14,68 Santé globale- 3e et 4e niveaux 1,08 2,95 2,42 - 3,61 Santé globale- 5e et 6e niveaux 1,50 4,53 3,53 - 5,81 Détresse psychologique- moyenne 0,29 1.34 1.08 - 1,65 Détresse psychologique- élevée 0,88 2,42 2,02 - 2,88 Evénements stressants- faible 0,35 1.41 1.16 - 1,74 Evénements stressants- moyen 0,65 1.92 1,56 - 2,38 Evénements stressants- élevé 0,85 2,34 1.91 - 2,86

Tests d'ajustement au modèle: test d'Hosmer-Lemeshow: p= 0,32. Catégories de référence: Excellente santé perçue, santé globale 1er et 2e niveaux, détresse psychologique faible, aucun événement stressant

L'analyse présentée ici n'a pas considéré l'impact du bien-être psychologique tel que mesuré dans l'enquête Santé Québec, puisque cet indicateur est étroitement lié au score obtenu sur l'échelle d'Ilfeld et qu'i l était peu recommandable d'util iser deux indicateurs comparables dans une même régression. Une régression parallèlle effectuée en utilisant l'indicateur de bien-être de Santé Québec plutôt que l'indicateur de détresse d'Ilfeld a d'ailleurs donné des résultats similaires à ceux présentés au tableau 1.6. Il en va de même pour une régression utilisant le nombre de problèmes de santé plutôt que l'indice de santé globale, deux variables fortement corrélées.

Qu'advient-il des liens entre les variables socio-démographi-ques et l'utilisation des benzodiazépines, une fois que l'on a tenu compte de l'impact de la morbidité physique, psychologique et sociale? Comme on peut le constater au tableau 1.7, l'effet de certaines variables socio-démographiques disparaît lorsque les in-dicateurs de morbidité sont intégrés à la régression. Ainsi, le statut matrimonial et la scolarité n'ont plus d'impact significatif, puisque les rapports de chances qui y correspondent oscillent autour de 1,00, tel que l'indiquent les intervalles de confiance. Il en va de même pour le revenu familial sauf pour la catégorie de revenu la plus élevée où la borne supérieure de l'intervalle du rapport dechances est légèrement inférieure à 1,00. L'impact du sexe et de l'âge reste significatif ce qui indique un effet sur l'utilisation des benzodiazépines qui ne

s'explique pas totalement par l'association entre ces variables socio-démographiques et l'état de santé tel que mesuré dans l'enquête Santé Québec.

Par ailleurs, les indicateurs de l'état de santé restent générale-ment liés à l'utilisation des benzodiazépines bien que les risques relatifs soient atténués. Avec l'addition de variables socio-démogra-phiques à la régression, les personnes ayant un faible score sur l'échelle des événements stressants ne se distinguent plus de celles ne rapportant aucun événement stressant, alors que l'analyse con-cernant seulement les indicateurs de l'état de santé révélait une différence significative, quoique faible. Un niveau d'événements stressants moyen ou élevé demeure toutefois associé à une plus grande utilisation de benzodiazépines, toutes choses étant égales par ailleurs.

TABLEAU 1.7

RÉSULTATS DE LA RÉGRESSION LOGISTIQUE CONCER-NANT L'EFFET DES VARIABLES SOCIO-DÉMOGRAPHIQUES ET DES INDICATEURS DE L'ÉTAT DE SANTÉ SUR L'UTILISA-TION DE BENZODIAZÉPINES CHEZ LES 15 ANS OU PLUS. VARIABLES COEFFICIENT RAPPORT DE CHANCES (ODDS RATIO)

Esttmé Intervalle de confiance à 95%

Femme 0 ,41 1,51 1 ,27- 1,79 40-64 ans 1,20 3,33 2 .67 - 4,15 65 ans ou plus 2 .00 7,42 5,71 • 9,65 Sépàré(e)/divorcé(e) 0 ,22 1,25 0 , 9 5 - 1.64 Veuf (veuve) 0 ,18 1,20 0,91 - 1.57 Seul(e) - 0 , 3 0 0,74 0 ,54 - 1,02 Scolarité - 2e quintile - 0 , 1 0 0,90 0.71 - 1,15 Scolarité - 3e quintile - 0 , 0 9 0,92 0 ,72 - 1,16 Scolarité • 4e quintile - 0 , 2 1 0,81 0 . 6 3 - 1.04 Scolarité - 5e quintile • 0 , 1 3 0,88 0 , 6 7 - 1,15 Revenu faible - 0 , 0 0 3 1,00 0 . 7 5 - 1.32 Revenu moyen - 0 , 0 6 0,94 0 , 7 3 - 1.23 Revenu élevé - 0 , 3 9 0,69 0 , 4 9 - 0.98 Très bonne santé perçue 0,62 1,85 1 ,19 - 2,89 Bonne santé perçue 1,17 3.23 2 .10 - 4,99 Santé perçue moyenne 1,7.3 5,65 3 ,58 - 8,90 Mauvaise santé perçue 1,95 7,03 4.11 -12.02 Santé globale- 3e et 4e niveaux 0 .77 2,16 1 .74 - 2.68 Santé globale- 5e et 6e niveaux 1.08 2,96 2 , 2 2 - 3,87 Détresse psychologique- moyenne 0.33 1,39 1,11 - 1,76 Détresse psychologique- élevée 1,02 2,78 2 ,29 - 3,35 Evénements stressants- faible 0 ,09 1.10 0 .88 - 1,37 Evénements stressants- moyen 0,40 1.49 1 .18- 1,88 Evénements stressants- élevé 0 ,45 1,57 1 .25- 1,97

Tests d'ajustement au modèle: test d'Hosmer-Lemeshow: p=0,11. Catégories de référence: homme, 15-39 ans, marlé(e), scolarité - 1er quintile, revenu familial très faible, excellente santé perçue, santé globale 1er et 2e niveaux, détresse psychologique faible, aucun événement stressant.

Étant donné les différences pouvant exister entre les phéno-mènes de consommation chez les femmes et chez les hommes et considérant que les analyses publiées dans la littérature distinguent souvent ces deux populations811-2023, des régressions ont été effec-tuées dans chacun de ces sous-groupes. Leurs résultats apparais-sent au tableau 1.8. Dans l'ensemble, le portrait qui se dégage chez les femmes ressemble à celui que l'on observe chez les hommes. L'âge, l'état de santé perçu, la santé globale, la détresse psycholo-gique, l'expérience d'événements stressants sont, chez les hommes et chez les femmes, des prédicteurs de la consommation de benzodiazépines. L'effet non significatif de la scolarité relative est observé tant chez les hommes que chez les femmes. Le revenu familial n'apparaît pas significativement lié au phénomène d'utilisation des benzodiazépines chez les femmes. Cependant, chez les hommes, les individus jouissant d'un revenu moyen ou élevé semblent moins enclins à utiliser des benzodiazépines même après que l'on ait contrôlé pour la morbidité physique, psychologique et sociale (en autant que nos indicateurs assurent ce contrôle). Enfin, si le fait d'être divorcée ou séparée ne semble pas être associé à une plus grande consommation de benzodiazépines chez les femmes, un effet significatif, bien que marginal, est observé chez les hommes.

Lors d'une analyse supplémentaire, le statut d'activité a été ajouté à la régression concernant les femmes. Cette addition n'a pas sensiblement modifié les coefficients présentés au tableau 1.8 pour les variables socio-démographiques et pour les indicateurs de l'état de santé. Cependant, l'analyse a confirmé l'effet intrinsèque du statut d'activité, les risques relatifs s'établissant à 1,7 (1,3 - 2,3) pour les femmes tenant maison, à 2,5 (1,6 - 4,0) pour celles étant inactivés pour des raisons de santé et à 2,1 (1,4 - 3 ,0) pour celles étant inactives pour toute autre raison, les femmes travaillant à l'extérieur constituant la catégorie de référence.

La régression logistique a été également utilisée pour vérifier si le lien entre la consommation de benzodiazépines et la consomma-tion d'alcool pouvait s'expliquer par le jeu des variables socio-démographiques. Comme la relation mise en évidence entre l'utili-sation d'alcool et de benzodiazépines diffère chez les femmes et chez les hommes, l'analyse a porté sur chacun de ces sous-groupes. Les résultats présentés au tableau 1.9 indiquent que la prise en compte des variables socio-démographiques modifie peu les conclusions auxquelles nous amenait l'analyse bi-variée. Ainsi, quel que soit le niveau de leur consommation, les hommes qui rapportent avoir consommé de l'alcool au cours de la semaine précédant l'enquête sont moins susceptibles de rapporter l'utilisation de benzodiazépines que ceux qui n'ont pas pris d'alcool. Chez les femmes, celles qui

TABLEAU 1.1345

RÉSULTATS DE LA RÉGRESSION LOGISTIQUE CONCER-NANT L'EFFET DES VARIABLES SOCIO-DÉMOGRAPHIQUES ET DES INDICATEURS DE L'ÉTAT DE SANTÉ SUR L'UTILISA-TION DE BENZODIAZÉPINES CHEZ LES FEMMES ET CHEZ LES HOMMES DE 15 ANS OU PLUS.

FEMMES HOMMES VARIABLES COEFF. R A P P O R T DE CHANCES COEFF. R A P P O R T OE CHANCES

Estimé IIIIOTIIII tie conflmcs è 95%

Etfmé (dsn relleda aèfl5%

40-64 ans 1,12 3,07 2,37- 3,98 1.42 4,15 2,71- 6,36 65 ans ou plus 1.84 6.33 4,57- 8,77 2,36 10.60 6,62- 16,95 Séparé(e)/divorcé(e) 0,14 1.15 0,82- 1,62 0,49 1.62 1.03- 2,57 Veuf(veuve) 0,19 1.21 0,88- 1,65 0.45 1,57 0,89- 2,77 Seul(e) -0,36 0,70 0,48- 1.03 -0,16 0,85 0,49- 1,49 Scolarité - 2e quintile •0,06 0,94 0,70- 1.27 •0,18 0,83 0,54- 1.24 Scolarité • 3e quintile -0,13 0,88 0,66- 1.78 -0,01 1,00 0,66- 1,50 Scolarité - 4e quintile •0,27 0,76 0,56- 1.04 •<1,10 0,91 0,59- 1,39 Scolarité • 5e quintile -0,25 0,78 0,55- 1,09 0,14 1.15 0,73- 1.79 Revenu faible 0,24 1,28 0,89- 1.84 -0,39 0,68 0,43- 1.07 Revenu moyen 0,24 1.27 0,90- 1,79 •0.56 0,57 0,38- 0,86 Revenu élevé -0,13 0,88 0,56- 1,38 •0.78 0,46 0,26- 0,80 Trésbonne santé perçue 0,81 2,24 1,24- 4,06 0,30 1.35 0,68- 2,68 Bonne santé perçue 1.29 3,62 2,02- 6,50 1,03 2,80 1,46- 5,40 Santé perçue moyenne 1.90 6,68 3,63- 12,26 1.50 4,47 2,25- 8,90 Mauvaise santé perçue 2,16 8,70 4.21- 17,98 1,66 5,24 2.34-11,73 Santé globale- 3e et 4e niveaux 0,68 1.97 1,51- 2,58 0,90 2,46 1.69- 3,58 Santé globale- 5e et 6e niveaux 0,95 2,58 1.82- 3,67 1.26 3,53 2,24- 5,55 Détresse psychologique- moyenne ' 0,48 1,62 1.21- 2,17 0,10 1.10 0,74- 1,63 Détresse psychologique- élevée 1.14 3,12 2,44- 4,00 0,85 2,35 1.70- 3,25 Evénements stressants- faible 0,09 1,09 0,82- 1,44 0,09 1.10 0,76- 1,60 Evénements stressants- moyen 0,41 1.51 1.14- 2,00 0,33 1,40 0,92- 2,11 Evénements stressants- élevé 0,41 1.51 1,14- 2,00 0,51 1.66 1.13- 2,45

Tests d'ajustement au modèle: test d'Hosmer-Lemeshow: p= 0,22 chez les femmes, p= 0.66 chez les hommes. Catégories de référence: 15-39 ans, marié(e), scolarité - 1er quintlle, revenu familial très faible, excellente santé perçue, santé globale 1er et 2e niveaux, détresse psychologique faible, aucun événement stressant

r a p p o r t e n t u n e l é g è r e c o n s o m m a t i o n d ' a l c o o l ( 1 à 6 v e r r e s / s e m a i n e )

s o n t m o i n s à r i s q u e d ' u t i l i s e r les b e n z o d i a z é p i n e s q u e l e s a b s t i n e n t e s .

L e s c o m p o r t e m e n t s d ' u t i l i s a t i o n d e b e n z o d i a z é p i n e s d e s f e m m e s

r a p p o r t a n t u n e c o n s o m m a t i o n m o d é r é e à i m p o r t a n t e d ' a l c o o l ( 7 à 2 8

v e r r e s / s e m a i n e ) n e s o n t p a s s i g n i f i c a t i v e m e n t d i f f é r e n t s d e c e u x d e s

a b s t i n e n t e s t a n d i s q u e les q u e l q u e s f e m m e s a y a n t c o n s o m m é p l u s

d e 2 8 v e r r e s d a n s la s e m a i n e p r é c é d e n t e o n t r a p p o r t é p l u s f r é q u e m -

m e n t u t i l iser d e s b e n z o d i a z é p i n e s q u e n e l ' o n t fa i t l es a b s t i n e n t e s .

TABLEAU 1.1

RÉSULTATS DE LA RÉGRESSION LOGISTIQUE CONCER-NANT L'EFFET DES VARIABLES SOCIO-DÉMOGRAPHIQUES ET DE LA CONSOMMATION D'ALCOOL SUR L'UTILISA-TION DE BENZODIAZÉPINES CHEZ LES FEMMES ET CHEZ LES HOMMES.

FEMMES HOMMES VARIABLES COEFF. RAPPORT DE CHANCES

M i n é tntmrelte te tlHlfl lMIt à 05%

COEFF. RAPPORT DE CHANCES Estimé lotenalla ds

confias» i 96%

40-64 ans 1.56 4,78 3.73- 6.12 1.86 6,42 4,32- 9.54 65 ans ou plus 2,39 10,89 8,10- 14.64 2,86 17,40 11,35-26.70 Séparé(e)/divorcé(e) 0,42 1.52 1,12- 2.07 0,83 2,30 1,51- 3,50 Veut(veuve) 0,24 1,27 0,98- 1.66 0,67 1,96 1,19- 3,23 Seul(e) -0,38 0,68 0,47- 1,00 -0,34 0,71 0,42- 1,20 Scolarité - 2e quintile -0,13 0,88 0,67- 1,15 -0,41 0,66 0,46- 0,95 Scolarité - 3e quintile -0,24 0,79 0,61- 1,02 •0,27 0,77 0,53- 1,12 Scolarité - 4e quintile -0,42 0,65. 0,49- 0,87 -0,35 0,71 0,48- 1,03 Scolarité - 5e quintile -0,45 0,64 0.47- 0,86 -0,29 0,75 0,49- 1,13 Revenu faible -0,02 0,98 0,72- 1,35 •0,51 0,60 0,40- 0,91 Revenu moyen -0,14 0.87 0.65- 1,17 •0,75 0,47 0.33- 0,68 Revenu élevé •0,69 0.50 0,33- 0,76 -1,18 0,31 0,18- 0,52 1 à 6 consommations -0,31 0,73 0,59- 0,90 -0,70 0,50 0.38- 0,66 7 à 13 consommations -0,54 0,58 0,34- 1,00 -0,99 0,37 0.23- 0,60 14 à 28 consommations -0,01 0,99 0,49- 2,02 -0,71 0.49 0,29- 0,84 plus de 28 consommations 1,18 3,26 1.08- 9,91 -1,16 0,31 0.11- 0,87

Tests d'ajustement au modèle: test d'Hosmer-Lemeshow: p= 0,47 chez les femmes, 0,75 chez les hommes. Catégories de référence: homme, 15-39 ans, marié(e). scolarité - 1er quintile, revenu familial très faible, aucune consommation d'alcool.

Par ailleurs, le lien entre la consommation d'alcool et la con-sommation de benzodiazépines chez l 'ensemble des répondants n'est pas modifié lorsqu'on contrôle pour les indicateurs de l'état de santé .

4. DISCUSSION.

Avant de commenter les résultats des analyses précédentes, il convient d'en rappeller les principales limites. Ainsi, il faut tenir compte de la nature transversale de l'enquête qui ne permet pas d'établir les relations d'antériorité entre les variables. La simple logique peut cependant y rémédier dans de nombreux cas. Par exemple, même si on admet que les benzodiazépines possèdent un certain potentiel iatrogène, il est plus probable que leur usage soit une conséquence plutôt qu'une cause d'un mauvais état de santé.

Il faut également tenir compte de l'absence d'information relative à la durée et à l'intensité des comportements d'utilisation de benzodiazépines. Une utilisation de ces produits au cours de deux jours précédant l'enquête ne signifie pas nécessairement un usage coutumier.

Par ailleurs, il estclair que seule l'utilisation de benzodiazépines a fait l'objet de l'analyse. Les médicaments ou les produits naturels qui peuvent constituer des alternatives aux benzodiazépines n'ont pas été considérés. Il n'est donc pas exclu qu'une personne ou un groupe particulier de personnes n'ayant pas rapporté l'utilisation de benzodiazépines utilisent néanmoins ces alternatives. Cependant, rappelons que près de 8 0 % des médicaments rapportés comme des tranquillisants, sédatifs ou somnifères sont des benzodiazépines. Il est donc probable que les facteurs associés à l'utilisation de benzodiazépines soient également associés à l'emploi de l'ensemble des tranquillisants, sédatifs ou somnifères.

Enfin, il faut garder en tête que les comportements d'utilisation sont ceux rapportés par les répondants. Ceux-ci ont pu être influencés par un phénomène de déni ou de désirabilité sociale. En outre, les répondants devaient, le cas échéant, témoigner des comportements adoptés par les autres membres du foyer. Or, ces comportements pouvaient leur être plus ou moins familiers. L'utilisation de benzodiazépines par les personnes pour lesquelles un tiers a com-plété l'entrevue risque donc d'être sous-estimée. Dans la mesure où le témoignage d'un tiers est plus fréquent pour les jeunes et les hommes, il est possible que l'utilisation de benzodiazépines par ces derniers soit légèrement sous-évaluée.

Quoiqu'il en soit, les résultats des analyses forment un portrait de l'utilisation des benzodiazépines qui est, en général, cohérentavec celui qui émerge de la recension des écrits portant sur les médica-ments psychotropes. Ainsi, lefaitque plus defemmesqued'hommes aient rapporté l'utilisation de benzodiazépines ajoute au consensus remarquable qui se dégage de la littérature. De même, la persistance de l'effet du sexe dans les régressions tenant compte de variables socio-démographiques et d'indicateurs de l'état de santé confirme les résultats de Wells et coll.7, de Murray et coll.10 et de Siciliani et coll.19. Ceci confirme également que la sur-utilisation chez les femmes ne serait pas uniquement due à une sur-morbidité. La littérature suggère plusieurs hypothèses pour expliquer ce phéno-mène. Certains auteurs proposent que la sur-utilisation chez les femmes découlerait en partie des contacts plus fréquents de celles-

ci avec l'appareil médical 27-3W3, de leur demande plus pressante pour ces produits 34-35, d'une sur-prescription liée aux attitudes des mé-decins envers e l les 3 W 8 , attitudes encouragées par les stéréotypes féminins véhiculés dans la publicité pharmaceutique sur les psychotropes 3 thM. Ces diverses hypothèses pourraient en partie expliquer nos résultats. Cependant, il faut aussi se questionner sur la capacité de nos indicateurs de l'état de santé à bien refléter les différences entre la morbiditédesfemmeset celle des hommes. Ilest possible, qu'au-delà de ce qui peut être contrôlé par nos indicateurs, des différences de morbidité persistent et amènent plus de femmes à utiliser des benzodiazépines. Par ailleurs, comme le suggèrent Cafferata et col l .2 7 , les femmes pourraient bénéficier d'un moins grand support social que les hommes et, en conséquence, recourir plus fréquemment à une aide pharmacologique. Toutefois, nos analyses préliminaires n'ont pas révélé d'associations importantes entre le recours aux benzodiazépines et des indicateurs de support social tels que le fait d'avoir des amis, d'avoir quelqu'un à qui parler ou quelqu'un auprès de qui on peut trouver de l'aide. Par contre, le support qui peut être trouvé au travail pourrait avoir un effet béné-fique puisque la régression indique que les femmes travaillant à l'extérieur présentent des prévalencesd'utilisation de benzodiazépines inférieures à celles de femmes tenant maison.

Nos analyses révèlent un effet prononcé de l'âge sur l'utilisation des benzodiazépines, effet qui persiste à l'analyse multivariée. La littérature suggérait déjà un tel phénomène 7.8.10.19.23.27 cependant, l'importance du risque relatif associé à l'âge, une fois tenu compte de l'état de santé, étonne. Encore une fois, il faut se demander si nos indicateursdel'étatdesantétémoignentadéquatementde la morbidité.

Dans la mesure où ils accomplissent cette fonction, la sur-utilisation des benzodiazépines chez les plus âgés soulève des interrogations. L'absence de données sur la durée d'utilisation couplée à la nature transversale de l'étude nous empêche ici de rejeter l'hypothèse d'un effet de générations. En effet, il est possible que plus de personnes âgées consomment actuellementdes benzodiazépines parce qu'elles ont appris à le faire à un moment où l'emploi de ces substances était particulièrement populaire. Il est également possible que la prévalence élevée chez les personnes âgées soit une conséquence d'une dépen-dance créée plus tôt dans leur vie ou de leurs contacts plus fréquents avec l'appareil médical. Enfin, les différences liées à l'âge pourraient témoigner des habitudes des prescripteurs et des patients âgés, les premiers pouvant être plus enclins à prescrire à leur clientèle âgée et les seconds plus enclins à se conformer aux recommandations médicales. Quoiqu'il en soit, l'importance de l'âge dans les régressions nécessite que l'on se penche sérieusement sur la question de l'usage des benzodiazépines ches les personnes âgées.

L'effet du statut marital, de la scolarité et du revenu familial tend à disparaître à l'analyse multivariée tenant compte des indicateurs de l'état de santé. Des prévalences plus élevées chez les personnes veuves ou séparées, chez les moins scolarisées et chez celles disposant d'un faible revenu s'expliquent donc, en bonne partie, par leur état de santé physique et psychologique. Soulignons que, dans les régressions menées pour chacun des sous groupes, l'effet du revenu semble plus prononcé chez les hommes que chez les femmes. A état de santé équivalent, les hommes ayant un plus faible revenu seraient plus susceptibles de consommer des benzodiazépines. Les risques relatifs sont cependant faibles et ces données demandent à être reproduites dans d'autres circonstances.

L'utilisation de benzodiazépines apparaît assez fortement liée aux indicateurs de l'état de santé, ce qui ne surprend pas. On peut y voir une justification de l'emploi de ces substances, puisque les utilisateurs rapportent certains problèmes de santé physique ou mentale. Les données ne permettent pas d'affirmer que les benzodiazépines sont utilisées à la légère, très peu de personnes en bonne santé y ayant recours. Certains ont même suggéré qu'en vertu de l'incidence élevée de détresse psychologique et d'événements stressants, les prévalences établies quant à l'utilisation des benzodiazépines témoignent d'attitudes et de comportements très conservateurs vis-à-vis de ces substances Par ailleurs, la co-existence de détresse psychologique et de consommation de benzodiazépines pourrait être interprétée comme le signe de Tefficacité toute relative de ces produits. S'ils peuventapporter un soulagement, ils ne règlent pas les problèmes.

Enfin, le lien entre la consommation d'alcool et l'usage rapporté de benzodiazépines est intéressant. Il l'est d'autant plus lorsqu'on considère que, même si les données relatives à ces deux compor-tements ont été obtenues par deux méthodes différentes (question-naire administré par l'interviewer pour la consommation de médi-caments et questionnaire auto-administré pour la consommation d'alcool), elles ont trait à une même période de la vie du répondant, c'est-à-dire les quelques jours précédant l'enquête. Les résultats sont cohérents avec l'hypothèse d'une substitution entre l'alcool et les tranquillisants chez les hommes. La présence d'une prévalence élevée d'utilisation de benzodiazépines chez les femmes consommant plus de 28 verres par semaine pourrait indiquer que l'effet de substitution ne s'observe pas dans ces circonstances. 11 faut cependant noter que très peu de femmes rapportent un tel niveau d'utilisation d'alcool. La possibilité d'une substitution entre les benzodiazépines et l'alcool soulève d'intéressantes questions quant aux politiques de santé. En effet, dans un contexte de contrôle des dépenses, l'Etat

pourrait être amené à restreindre l'accès aux benzodiazépines dans le cadre du programme de gratuité des médicaments et des services pharmaceutiques. L'impactdetellesrestrictionssurlaconsommation d'alcool doit être envisagé.

Ainsi, l'analyse des données de Santé Québec nous permet, d'une part, de confirmer certains phénomènes suspectés et d'autre part, d'identifier un certain nombre de problématiques qui pourraient faire l'objet de recherches futures. Ainsi, il serait approprié d'explorer davantage les caractéristiques d'une substitution entre la consom-mation d'alcool et la consommation de benzodiazépines. Il serait également pertinent de continuer à étudier les déterminants non-techniques de la prescription et de la demande de médicaments psychotropes et ce en particulier chez les femmes et chez les personnes âgées. Enfin, au delà des prévalences instantanées, il faut chercher à expliquer la durée et l'intensité des traitements.

40

PARTIE 2

LA MESURE DE LA CONSOMMATION DE TRANQUILLISANTS» SÉDATIFS ET SOMNI-FÈRES DANS L'ENQUÊTE SANTÉ QUÉBEC:

CARACTÉRISTIQUES ET VALIDATION

1. L'ENQUÊTE AUPRÈS DES MÉNAGES POUR MESURER LA CONSOMMATION DE PSYCHOTROPES.

Comme la recension des écrits nous a permis de le constater, l'enquête auprès des ménages constitue une méthodologie qui a été fréquemment utilisée pourétudier la consommation de psychotropes M6.i9.2o Q e t t e méthode permet de cerner la consommation réelle contrairement à l'analyse des chiffres de ventes ou des ordonnances qui ne peuvent que rendre compte des médicaments prescrits ou achetés

Cependant, bien qu'utilisant une méthodologie commune, les diverses enquêtes auprès des ménages n'ont pas toutes eu recours à un instrument de mesure identique. En effet, la formulation des questions posées diffère, d'une part, en ce qui a trait aux termes utilisés pour décrire les substances faisant l'objet de l'étude et d'autre part, en ce qui a trait à la période à laquelle le répondant doit se référer lorsqu'il rapporte sa consommation. Ainsi, parmi les termes utilisés, on retrouve des expressions telles: "pilules ou médicaments qui aident à calmer les gens ou les aident à se sentir moins nerveux ou mal à l 'aise"2; "médicaments pour calmer les nerfs"4 ; "tranquilli-sants et sédatifs"5; "tranquillisants, sédatifs et pilules pour les nerfs prescrits parunmédecinn7;"tranquillisants(médicamentspourcalmer vos nerfs)"20. D'autre part, dans certaines études, l'interviewer cherchait à identifier précisément le produit consommé6'1015-19. Enfin, selon l'étude, on demande au répondant de rapporter sa consom-mation pour les deux jours précédant l'enquêtes'6-12, pour les deux semaines précédentes9-10'19, pour les trois mois précédents7 voire pour l'année précédente2111B .

L'instrument de mesure utilisé dans l'enquête Santé Québec est similaire à celui de l'enquête Santé Canada1 2 . Tel que mentionné

précédemment, l'interviewer demandait d'abord au répondant: "Hier ou avant hier, est-ce que quelqu'un du foyer a fait usage des produits suivants". Il complétait en nommant, une à une, treize catégories de substances médicamenteuses telles que "analgésiques (pilule con-tre la douleur) comme l'aspirine", "antibiotiques", "remèdes contre la toux ou le rhume", "tranquillisants, sédatifs ou somnifères".... Ainsi, les renseignements relatifs à l'utilisation des tranquillisants sont recueillis dans le cadre d'une question portant sur l'ensemble de la consommation médicamenteuse. L'accent n'est donc pas mis sur les produits sédatifs ce qui permet d'éviter que le répondant se sente jugé à cet égard.

2. VALIDITÉ DE LA MÉTHODE.

Malgré l'usage fréquent de l'enquête auprès des consomma-teurs pour mesurer la consommation de psychotropes, peu d'auteurs ont tenté d'en valider les résultats.

La validité des données recueillies par une enquête auprès des ménages peut être menacée par des phénomènes tels l'oubli, la tendance à répondre de façon socialement désirable (tendance au déni) et une mauvaise interprétation des questions posées. Dans le cas où un individu doit répondre pour un autre membre de la famille, l'ignorance des comportements du tiers peut s'ajouter aux problè-mes précédents.

L'impact de ces phénomènes pourrait être estimé en compa-rant les donnéesd'enquêteàdesdonnéestémoignantde la prescription ou de l'acquisition d'ordonnances. Une telle validation a été tenté par Parry, Baiter et Cisin Ces auteurs rapportent que lors d'une entrevue, menée à la fin de 1968 ou au début de 1969, auprès d'un groupe de personnes dont les dossiers indiquaient l'obtention d'une ordonnance de psychotropes dans les six premiers mois de 1968, 18% déclaraient n'avoir jamais utilisé de tels produits. Cette proportion passait à 3 1 % chez ceux ayant obtenu une ordonnance de ces produits en 1966 ou en 1967 mais pas en 1968. Cette diminution de la validité lorsque les comportements d'utilisation ne sont pas récents semble souligner l'importance de l'oubli comme source de biais.

Les travaux de Parry, Baiter et Cisin sont intéressants mais l'application de leur méthodologie et de leurs résultats à l'enquête Santé Québec est délicate. En effet, il est probable que les personnes interrogées en 1987 par Santé Québec soient mieux informées sur les médicaments qu'elles prennent que les personnes interrogées

par Parry, Baiter et Cisin à un moment où il était encore courant pour les médecins et les pharmaciens de ne pas révéler la nature des médicaments prescrits et de ne pas éveiller l'attention du patient à cet égard. En outre, la question utilisée dans l'enquête Santé Québec fait référence à une période de deux jours (hier ou avant-hier). Il est donc peu probable que l'oubli nuise à la validité des données alors qu'un tel facteur a pu jouer un rôle important dans l'étude de Parry, Baiter et Cisin qui s'intéressait à une consommation pouvant être moins récente. Enfin l'étude de Parry, Baiter et Cisin porte essentiellement surla consommation de sédatifs, hypnotiques et tranquillisants alors que Santé Québec s'intéresse à ces substances dans le cadre d'une question portant sur plusieurs catégories de médicaments pour lesquelles le déni est improbable (ex. vitamines, antibiotiques...). La tendance à répondre de façon socialement désirable pourrait se manifester de façon moins marquée que dans l'étude américaine.

Par ailleurs, le type de validation tenté par Parry, Baiter et Cisin apparaît difficilement réalisable dans le contexte actuel. Il exigerait d'identifier un échantillon de patients et d'obtenir leur consentement pour consulter leur dossier-patient dans les pharmacies qu'ils fré-quentent. Outre les problèmes pratiques que cela pose, il resterait difficile d'interpréter d'éventuelles différences entre la consomma-tion d'un médicament telle que rapportée et une preuve quant à l'exécution d'une ordonnance pour ce médicament. En effet, l'ac-quisition d'un produit ne signifie pas qu'il sera consommé et encore moins qu'il sera consommédurantlesdeux jours précédant l'entrevue.

La validation tentée dans le cadre de la présente recherche ne tente donc pas de comparer la consommation rapportée à un indicateur objectif de ce phénomène. Elle vise plutôt à estimer l ' impact de sources d'invalidité précises. Dans l 'enquête Santé Québec, il nous semble que l'ignorance des comportements des tiers et la mauvaise interprétation de la question présentent des risques importants en ce qui a trait à la validité des données. Nous tenterons de cerner l'influence du second de ces facteurs.

3. VALIDATION TENTÉE.

Les problèmes de validité liés à une mauvaise interprétation de la question visant à établir la consommation de tranquillisants, sédatifs et somnifères surviennent, d'une part, lorsque le répondant ne reconnaît pas que le médicament qu'il prend fait partie de cette catégorie (erreur d'omission). D'autre part, le répondant peut con-sidérer que le médicament consommé est un tranquillisant, un sédatif ou un somnifère alors que celui-ci n'en est pas un (erreur de

commission). L'enquête Santé Québec nous permet d'estimer la fréquence de ces deux types d'erreur.

Lors de la cueillette de données, l'interviewer notait si le répondant ou un membre de son foyerconsommait des médicaments pourchacune des catégories de substances prévuesau questionnaire. Après avoir indiqué si une catégorie de médicaments avait été utilisée, le répondant devait identifier nommément chacun des produits consommés. S'il ne pouvait le faire, l'interviewer demandait à voir l'étiquette du produit afin de compléter l'identification. L'in-terviewer notait le numéro de la catégorie sous laquelle la consom-mation avait été rapportée et le nom du produit. Les noms des divers produits étaient par la suite codés selon le numéro d'identification que leur assigne le gouvernement canadien (DIN) , tel que répertorié dans le "Code canadien d'identification des drogues" 41. Enfin, lors de la codification, le codeur vérifiait si la catégorie sous laquelle le médicament avait été rapporté était adéquate et effectuait une cor-rection si nécessaire. Le fichier de données comprend donc une indication (oui-non) quant à la consommation de diverses catégories de médicaments et, pour chaque médicament consommé, le numéro de la catégorie sous laquelle le répondant a rapporté le produit, le numéro d'identification du produit (DIN) et le numéro de la catégorie corrigée par le codeur lorsqu'une correction a été effectuée. Le graphique I rappelle la nature des données comprises au fichier.

GRAPHIQUE I

DONNÉES RELATIVES A LA CONSOMMATION DE MÉDICAMENTS.

IDENTIFICATION DES UTILISATEURS IDENTIFICATION DES MÉDICAMENTS

Pour 13 catégories de produfe réponse à b question: (OàMmédicamen&fépondant) «Hier ou avant-hier, est-ce que queiqu'ijn du f o^ r Fourchaque médicament rapporté: a feRisage de cdte catégorie de produBs?»

Catégorie®: 01. Analgésiques 02. TranquDfisants. sédatifs ou sommnifères 03. Médicaments pour le cœur ou la tension artérielle 04. Antibiotiques 05. Médicaments pour r estomac 06. Laxatifs 07. Remèdes contre la toux ou le rhume 08. Onguents pour ia peau telle <pje corrigée par le codeur 09. Vitamines ou minéraux 10. Suppléments alimentaires 11. Stimulants 12. Autres 13. PBute contraceptto 13 catégories de produits — • 13 variables codées oui-non

pour chaque répondant

Catégorie (1 à 13) sous bquefle le médicament est rapporté

DIN du médicament

Catégorie (1 à 13)

Pour chaque médicament nommément identifié, la catégorie sous laquelle la consommation a été rapportée peut être comparée à celle où le produit est classé selon divers systèmes de classification pharmacologique ou thérapeutique connus. Une erreur est notée lorsque le répondant place un médicament dans une catégorie à laquelle il n'appartient pas selon les classifications connues. Il est également possible d'analyser les corrections apportées par le codeur à la catégorie établie lors de l'entrevue. Dans ce dernier cas, le sytème de classification servant de référence est celui utilisé implicitement lors de la codification.

4. RÉSULTATS

4.1. Capacité d'identifier le nom du médicament consommé:

4.1.1 . Proportion de médicaments identifiés.

Comme la validation tentée ici repose en grande partie sur la présence du DIN au fichier de données, il importe de s'assurer que le médicament a pu être identifié dans la plupart des cas. La capacité d'identifier le médicament consommé peut être évaluée en vérifiant si un numéro d'identification (D IN) valide est disponible pour chaque médicament dont la consommation est rapportée. Un DIN est con-sidéré valide s'il est compris entre 0 0 0 0 1 9 et 8 9 9 0 0 0 puisque de tels numéros identifient effectivement des médicaments. On con-sidérera qu'il n'y a pas de DIN valide lorsque le code rapporté se situe en deçà ou au delà des bornes précédentes1 ou qu'aucun DIN n'a été rapporté. L'absence d'un DIN valide peut donc signifier que le répondant n'a pu identifier nommément le produit consommé ou, qu'au moment de la codification, aucun DIN valide n'a pu lui être attribué.

Tel que l'indique le graphique II, le fichier de données révèle au total la présence de 2 6 1 3 3 médicaments. Un DIN valide est disponible dans 8 4 , 4 % des cas (22 054) . Par ailleurs, la catégorie sous laquelle le médicament a été rapporté est documentée pour 24 728 produits ( 9 4 , 6 % ) et absente pour 1 4 0 5 ( 5 , 4 % ) . Des 24 7 2 8 médicaments dont on connaît la catégorie, 2 0 8 7 0 ( 8 4 , 4 % ) ont un DIN valide. La comparaison entre le DIN et la catégorie peut donc porter sur 2 0 8 7 0 ( 7 9 , 9 % ) des 2 6 1 3 3 médicaments au fichier.

' Le document de description des variables (Tome I) révèle qu'un certain nombre de codes supérieurs a899 000ont été utilisés pour désigner des produits auxquels un DIN valide n'a pu être assigné. Le code 900 000 désigne par exemple les produits naturels, le code 920OOO Ies produits pour la peau non médicamentés... Bien que le code 747500 ait été utilisé pour identifier des produits non répertoriés au Code canadien d'identification des drogues l'analyse a révélé qu'un seul produit a été ainsi codé. Il reste donc approprié de considérer les codes situés entre 000019 et 899 000 comme des DINs valides;

GRAPHIQUE 11

IDENTIFICATION DES MÉDICAMENTS ET NOMBRE DE MÉDICAMENTS SUR LESQUELS LA VALIDATION PEUT PORTER.

P a r a i l l e u r s j a f r é q u e n c e de D I N v a l i d e s varie cons idérab lement

selon la nature des produi ts considérés c o m m e l ' indique le tableau

2.1.

TABLEAU 2.1

NOMBRE ET POURCENTAGE DE MÉDICAMENTS POUR LESQUELS UN DIN VALIDE EST DISPONIBLE SELON LE TYPE DE MÉDICAMENT. CATÉGORIE SOUS L A Q U R L E MÉDICAMENTS IDENTIFIÉS PAR UN DIN VALIDE LE MÉDICAMENT EST RAPPORTÉ N valida/N total % valida

Médicaments pour le cœur ou la tension Analgésiques Tranquillisants, sédatifs, somnifères Médicaments pour l'estomac Remèdes contre le rtiume ou la toux Laxatifs Antibiotiques Vitamines ou minéraux Onguents pour la peau Pilule contraceptive Stimulants Suppléments alimentaires Autres

La diff iculté à at tr ibuer un D I N val ide à une proport ion impor -tante de supp léments a l imenta i res et de s t imulants t ient au fait que plusieurs de ces substances ne sont pas considérées c o m m e des m é d i c a m e n t s au Canada et ne portent pas de D I N (c 'est le cas par

2 903/3 102 93,6 3 086/3317 93,0 1 638/1 779 92,2

749/820 91,3 1 359/1 575 86,3

543/631 86,1 537/627 85,6

4 737/5867 80,7 996/1 275 78,1

1 133/1 549 73,1 154/241 63,9

448/1054 46,3 2 547/2 891 88,1

exemple de nombreux produits naturels). Cependant, la majorité des tranquillisants, sédatifs et somnifères ont pu être nommément identifiés.

Une validation utilisant le DIN et la catégorie sous laquelle le médicament a été rapporté ne peut donc porter sur tous les produits consommés. Dans le cas des médicaments rapportés comme tranquillisants, sédatifs et somnifères, le nombre d'exclusions liées à l'absence d'un DIN valide n'apparaît pas indu. La validation des médicaments rapportés sous cette catégorie est donc possible. Par contre, en raison du nombre élévé de DIN invalides pour des médicaments rapportés sous certaines autres catégories, il sera souvent impossible de vérifier s'il s'y cache des tranquillisants, sédatifs ou somnifères. Toutefois, comme les DIN invalides semblent souvent correspondre à des substances qui ne sont pas considérées comme des médicaments au Canada, il est fort probable que les substances en question ne soient pas des sédatifs, tranquillisants ou somnifères.

4.1.2. P ropor t ion de c o n s o m m a t e u r s pour lesquels les médicaments sont identifiés.

Les résultats précédents ne reflètent pas nécessairement la proportion de consommateurs pour qui il est possible d'identifier les médicaments consommés puisque certaines personnes peuvent consommer plusieurs produits. Afin d'estimer cette proportion, les personnes rapportant la consommation d'au moins un médicament ont été réparties dans l'un des groupes suivants: celles pour qui un DIN valide est disponible pour tous les médicaments consommés (N= 10 859) et celles pour qui au moins un des produits consommés n'a pas reçu de DIN valide (N= 3 1 9 6 ) . Il a été impossible d'identifier tous les produits consommés chez 22 ,7% des utilisateurs. Cette proportion est légèrement plus élevée chez les femmes que chez les hommes (23,7% versus 21 ,2%; Chi-carré significatif à p<0,001, V de Cramer=0,03) . En outre, ceux pour qui il est impossible d'identifier tous les produits consommés se distinguent des autres utilisateurs quant à l'âge (Chi-carré p<0,001, V de Cramer=0,07). Il semble un peu plus difficile d'identifier tous les produits consommés chez les 15-30 ans (on ne peut le faire chez 27 ,6% d'entre eux), ce qui pourrait s'expliquer par le fait qu'un tiers ait plus souvent répondu pour eux. Cependant, bien que les différences liées au sexe ou à l'âge soient significatives, les relations sont très faibles comme l'indiquent les V de Cramer. Il semble par ailleurs que la proportion des utilisateurs pour lesquels un DIN valide identifie tous les médicaments ne soit pas liée à la scolarité (Chi-carré, p=0,16).

Il est également possible de répartir les personnes rapportant la consommation de médicaments en distinguant celles pour qui au moins un des médicaments consommés est identifiable (N=12 272) de celles pour qui aucun médicament n'est identifiable (N=1 783). L'analyse révèle qu'il est possible d'identifier au moins un des médicaments consommés chez 87 ,3% des utilisateurs. L'appar-tenance à ce groupe n'est liée ni au sexe (Chi-carré, p=0,48) ni à la scolarité (Chi-carré, p=0,50). Elle est cependant faiblement liée à l'âge (Chi-carré, p<0,001, V de Cramer=0,11 ). Les personnes de 15-30 ans tendent, en effet, à se retrouver moins souvent parmi celles dont on peut identifier au moins un médicament (81 ,7%) et les personnes de plus de 6 0 ans tendent à s'y retrouver plus souvent (92 ,4%). Ces dernières différences ne surprennent pas puisque les personnesâgéesconsommentunplusgrand nombre de médicaments et ont donc plus de chances de pouvoir en identifier au moins un.

Les résultats précédents indiquent que toute analyse qui re-pose sur la présence des DINs au fichier de données exclut un certain nombre de consommateurs. Les fortes proportions de consomma-teurs dont on ne peut identifier tous ou au moins un des médicaments s'expliquent probablement, en bonne part, par l'impossibilité d'as-signer un DIN à des produits qui ne sont pas considérés comme des médicaments au Canada. Malgré la proportion relativement élevée de consommateurs dont certains médicaments ne peuvent être identifiés, le risque de sous-représenter certaines populations lors d'analyses requérant la présence du DIN demeure plutôt faible. Bien que certaines analyses aient révélé des différences statistiquement significatives dans la capacité à identifier les médicaments pour certains groupes de personnes, les différences sont petites et pro-bablement sans conséquence.

2.4.2. Erreur d'interprétation ou erreur de transcription?

La catégorie sous laquelle le médicament a été rapporté devait être transcrite par l'interviewer dans la section documentant chacun des médicaments consommés. Il est donc possible que la catégorie attribuée au médicament lors de l'enquête soit incompatible avec les classifications courantes en raison d'une erreur de transcription plutôt que d'une erreur de classement effectuée par le répondant. En effet, il est possible que Tintervieweraittranscrit le code correspondant aux tranquillisants, sédatifs ou somnifères (code 02) pour un mé-dicament que le répondant rapportait sous une autre catégorie et, inversement, il a pu transcrire une code différent de 02 lorsque le répondant rapportait prendre un tranquillisant, sédatif ou somnifère.

Il est difficile de mesurer l'impact d'un tel phénomène. Il est cependant possible de vérifier si un des médicaments consommés est effectivement identifié par le code correspondant aux tranquilli-sants, sédatifs ou somnifères (code 02) lorsque le répondant a rapporté la consommation de cette catégorie de produits (réponse positive à la question "hier ou avant-hier, est-ce que quelqu'un du foyer a fait usage de tranquillisants, sédatifs ou somnifères?"). Inversement, on peut vérifier si le répondant rapporte bel et bien la consommation de tranquillisants, sédatifs ou somnifères lorsque le code de cette catégorie (code 02) est associé à l'un des médicaments consommés. Cette vérification ne permet pas de mesurer précisément la fréquence d'erreurs de transcription puisqu'elle ne tient pas compte de la consommation de plusieurs produits. En effet, dans le cas d'une personne consommant deux tranquillisants, il suffit que le code correspondant aux tranquillisants apparaisse une fois pour que l'on conclue qu'il n'y a pas eu erreur de transcription. Par ailleurs, l'absence d'un code 02 chez un consommateur déclaré de tranquil-lisants, sédatifs ou somnifères, n'implique pas qu'un mauvais code ait été assigné puisque le codeur peut tout simplement avoir oublié de coder la catégorie de certains médicaments consommés. Quoi-qu'il en soit, la vérification proposée nous donne une idée de l'importance possible d'erreurs de transcription. Or, ces erreurs seraient peu fréquentes puisqu'au moins un des médicaments consommés porte le code correspondant aux tranquillisants, séda-tifs ou somnifères chez 99 ,8% (1 598/1 601) de ceux qui ont rapporté une consommation de ces produits et chez une des 30 364 personnes (0 ,003%) qui ne Ton pas fait. On dénombre donc quatre inscriptions erronées pour 1 601 usagers de tranquillisants, sédatifs et somnifères.

La vérification précédente a également été effectuée pour les autres catégories de médicaments. Les résultats sont similaires à ceux obtenus dans le cas des tranquillisants, sédatifs et somnifères. Le cas des analgésiques (code 01 ) et des médicaments pour le coeur et la tension artérielle (code 03) mérite d'être rapporté puisque les codes de ces catégories sont adjacents à celui des tranquillisants, sédatifs et somnifères ce qui peut occasionner des erreurs de transcription. Pour les analgésiques, on compte 18 inscriptions erronées (11 personnes ayant rapporté la consommation d'analgé-siques mais dont aucun médicament ne porte le code 01; sept personnes n'ayant pas rapporté la consommation d'analgésiques mais dont un médicament porte le code 01) pour 3 229 usagers. Pour les médicaments pour le coeur ou la tension artérielle, on compte cinq inscriptions erronées (quatre personnes ayant rapporté

la consommation de ces produits mais dont aucun médicament ne porte le code 03; une personne n'ayant pas rapporté la consommation de ces produits mais dont un médicament porte le code 01; pour 2 203 usagers.

4.3. Erreurs de commission.

Une erreur de commission est observée lorsqu'un répondant dit consommer des tranquillisants, sédatifs ou somnifères et que le médicament identifié n'en est pas un.

Au total, les répondants ont rapporté 1 779 produits sous la catégorie "tranquillisants, sédatifs ou somnifères". De ces produits, 73 (4,1 % ) n'ont pu être identifiés en raison d'un DIN manquant et 68 (3 ,8%) portaient un DIN non valide parce qu'inférieur à 000 019 ou supérieur à 899 000. La mesure de l'erreur de commission porte donc sur 1 638 produits.

A quelques occasions (N=12), le DIN contenu au fichier de données ne correspondaitàaucun des numéros répertoriés au "Code canadien d'identification des drogues"41 et en conséquence à aucun médicament. A l'examen, ces numéros différaient par un ou deux chiffres d'un numéro répertorié au Code (ex 115 330 pour 115 630) . La différence a été alors attribuée à une inattention lors du codage et on a considéré que le médicament était celui correspondant au numéro contenu au Code. En outre, lorsqu'une erreur de commis-sion était suspectée, le numéro d'identification du médicament était examiné afin de déterminer sïl.différait sensiblement (par plus de 2 chiffres) de ceux correspondant à des tranquillisants, sédatifs ou somnifères. Cet examen visait à éviter que l'erreur répertoriée ne découle d'une inattention lors du codage du DIN.

La nature des 1 638 médicaments rapportés comme des tranquillisants, sédatifs ou somnifères a été établie en utilisant, comme référence, le système de classification de l'American Hospital Formulary Service42. Le tableau 2.2 témoigne des résultats.

Il est à noter, qu'à l'exception de l'association AAS-butalbital, les produits associant un psychotrope à d'autres types de substances ont été catégorisés en fonction du psychotrope qu'ils contiennent. Ces associations, que Hemminki4 3 appelle les psychotropes cachés ("hidden psychotropics"), sont donc effectivement considérées comme des psychotropes.

TABLEAU 1.2

CLASSIFICATION DES MÉDICAMENTS RAPPORTÉS COMME DES TRANQUILLISANTS, SÉDATIFS OU SOMNIFÈRES. _ CATÉGORIE DE L'AMEHIÇAN HOSPITAL FORMULARY SERVICE ET NOMBRE % NOM SENERIQUE DES MEDICAMENTS CONSIDERES DE PRODUITS

Benzodiazépines (28:24.08) 1 254 76,6 alprazolam, bromazépam, chiorazépate, chlordiazépoxide, diazépam, flurazépam, kétazolam, lorazépam, nitrazépam. oxazépam, témazépam, triazolam, chlordiazépoxide-clidinium (n=3) \ Barbituriques (28:24.04) g 5.5 amobarbital-sécobartital. phénobarbital belladone-ergotamine-phênobarbital (n= 3)*. Anxiolytiques, sédatifs et hypnotiques divers (2824.92) 55 3,4 hydrate de chloral, hydroxyzine, méprobamate, méthotriméprazine. prométhazine, méthyprylone, méthaqualone-diphenhydramlne (n?1)*, valériane-passiflore-mélisse (n=6) \ TranquIHISMts (28:16.08) 58 3,5 chlorpromazine, chlorprothixène, fluphénazine, halopéridol. loxapine, perpliénazine, pimozide, prochlorpérazine, thlopropérazine, thioridazine, trtfiuopérazlne. mésoridazine, perphénazine-amitryptiline (n=3) \ Antidépresseur» (28:16.04) 89 5,4 amitryptilline, amoxapine, clomipramine, désipramine, doxepin, imipramine, maprotiline, phénelzine, trazodone, trlmtpramine. Autres psychotropes (2828) 12 0,7 lithium. Antlhtstamlolques (4:00) 13 0,8 diphenhydramine, cyproheptadine, bromphéniramine-phényléphrine (n=2)*. Anticonvulslvants (28:12) 15 0,9 clonazepam, phénytoine, carbamazépine. Antl-partJnsonlens (12:08.04) 13 0,8 benztropine, brpéridene. ethopropazine, procyclidine, trihexyphénidate. Relaxants musculaires (12:20) 4 0,2 baclofen, cydobenzaprine. Analgésiques- antipyrétiques (28:08) 50 3,0 AAS, acétaminophène, codéine, didofénac, Ibuprofen, indométhacine. naproxen, piroxicam, propoxyphêne (seul et associés). AAS-butalbital (n=3). Stimulants du système nerveux central (28:20) 4 0 2 méthylphénidate. Cardlovasculalres (24:00) 22 1,3 aténolol, digoxine, diltiazem. disopyramide. métoprolol.'nifédipine, nitroglycérine, propranolol. Olurétlques (40:28) 11 0,7 amilorioe, hydrochlorothiazide, furosémide-triamtéréne (seul et associés). Autres 29 1,8 bromocriptine, carbonate de calcium, cimétidine, cortisone, coiistine-néomycine, dextrométorphan, éthinylestradiol-d-norgestrel, ipratropium, lévodopa-bensérazide. lévothyroxine, magaidrate, méclizine-niacine, mégestrol, métoclopramide, ranitidine, salbutamol, sucralfate, théophylline, théophylline-KI, triméthoprim-sulfaméthoxazole, vitamines, warfarine.

Total 1638 100,0

'La classification de {'American Hospital Formula/y Service se prête mat au classement de ces associations. Le classement proposé est donc un peu arbitraire. ' 'La classification de i'American Hospital Formulary Service place le phénobarbital à la fois dans la catégorie des anticonvulsivants et dans celles des barbituriques. Nous avons choisi de l'assigner aux barbituriques.

Il est très certainement acceptable de considérer comme tran-quillisants, sédatifs et somnifères, les produits classés dans les catégories "benzodiazépines", "barbituriques" "anxiolytiques, séda-tifs, hypnotiques divers" et "tranquillisants". Au total, 1 376 des I 638 médicaments identifiés (84 ,0%) appartiennent à ces catégo-ries. Ainsi, 262 produits (16 ,0%) auraient été rapportés comme des tranquillisants, sédatifs, somnifères alors que pharmacologiquement on peut prétendre qu'ils n'en sont pas.

Par ailleurs, en raison de leurs propriétés sédatives ou de leur capacité à stabitiser l'humeur, les antidépresseurs et le lithium pourraient, à la rigueur, être perçus comme des tranquillisants, sédatifs ou somnifères. Il en va de même de la diphenhydramine qui constitue l'ingrédient actif de plusieurs médicaments disponibles sans ordonnanceetvenduspourfaciliterle sommeil. Il est cependant difficile d'en dire autant des autres anti-histaminiques rapportés (cyproheptadine, bromphéniramine). Ainsi, si l'on ajoute les antidépresseurs, le lithium et la diphenhydramine (n=11 ) à la définition de tranquillisants, sédatifs, somnifères, on constate que 1 488 mé-dicaments identifiés (90 ,8%) correspondent à cette définition alors que 150 médicaments n'y correspondent pas (9 ,2%).

Le pourcentage de classifications "erronées" varie donc de 9 à 16% selon que l'on adopte une ou l'autre des définitions de référence. II n'est pas exclu qu'une mauvaise trancription du code de la catégorie puisse expliquer ces erreurs. Cependant, en raison de l'importance apparemment faible de ce genre d'erreurs, (cf. section 4.2) il est peu probable qu'elles aient eu un impact majeur sur les résultats.

Le nombre de corrections apportées par les codeurs à la catégorie précisée par l'interviewer nous donne également une idée de l'erreur de classification. Les codeurs ont modifié la catégorie de 90 médicaments qui avaient été rapportés sous la catégorie "tran-quillisants, sédatifs ou somnifères" et qui ont un DIN valide. Les codeurs auraient donc détecté une erreur dans 5 ,5% des cas (90/ 1 638). La différence entre ce taux d'erreurs et celui que l'on obtient après examen des DIN découle probablement de la variabilité intra ou inter-codeur. L'analyse révèle que la correction n'était pas toujours effectuée bien que le DIN du médicament corresponde à une subs-tance n'appartenant pas au groupe des tranquillisants, sédatifs ou s o m n i f è r e s ( m é d i c a m e n t ana lgés ique , a n t i - c o n v u l s i v a n t , hypotenseur, par exemple). Il faut donc conclure que la correction par les codeurs sous-estime le nombre d'erreurs de commission.

4.4.Erreurs d'omission.

Une erreur d'omission est observée lorsqu'un ou plusieurs des médicaments identifiés sont des tranquillisants, sédatifs ou somnifères alors que le répondant dit ne pas consommer ce type de produits.

Pour détecter les erreurs d'omission, il faudrait idéalement vérifier tous les DIN des médicaments qui n'ont pas été rapportés comme des tranquillisants, sédatifs ou somnifères, et déterminer s'ils auraient dû l'être. Cette procédure serait longue et coûteuse et n'est pas absolument nécessaire pour autant que l'on veuille avoir une idée générale de l'importance des erreurs d'omission. Nous avons plutôt convenu d'analyser les cas où les codeurs ont apporté une correction à la catégorie sous laquelle le médicament a été rapporté. Plus spécifiquement, nous avons retenu les cas où le codeur a assigné à la catégorie 'tranquillisants, sédatifs ou somni-fères" un médicament qui n'avait pas été rapporté sous cette caté-gorie. Il faut cependant noter que ce recours aux codeurs risque de sous-estimer le nombre d'erreurs. En effet, les résultats précédents suggèrent que des corrections théoriquement requises n'ont pas toujours été effectuées.

Les codeurs ont assigné à la catégorie "tranquillisants, sédatifs ou somnifères" 173 médicaments qui n'avaient pas été rapportés à ce titre et qui possèdent un DIN valide. Le tableau 2.3 rapporte la nature des médicaments qui ont fait l'objet de telles corrections selon la classification de l'American Hospital Formulary Service.

TABLEAU 1.3

CLASSIFICATION DES MÉDICAMENTS QUE LES CODEURS ONT CONSIDÉRÉ COMME TRANQUILLISANTS, SÉDATIFS OU SOMNIFÈRES ALORS QU'ILS N'AVAIENT PAS ÉTÉ RAPPORTÉS COMME TELS. «TÉ6QR1E DE L'AMERICAN HOSPITAL FORMULARY SERVICE NOMBRE % MOM GENERIQUE DES MEDICAMENTS CONSIDERES DE PR00UIT8

Benzodiazépine» (28:24.08) 52 30,0 alprazobm, chlorazépate, cMordiazéponde, diazépam, flurazépam, lorazépam, oxazépam, triazolam, chlordiazâpoxlde-clidlnium (n=2)'.

Barbttnriqau (2854.04) 1 0,6 belladone-ergotamine-phénobartital (n=1)\

Andotyllqon, tédstils et bypootfqoes divert (2824.92) 19 11.0 hydroxyzine, méthotriméprazlne. prométhazine, valériane-passiflore-mélisse (n=2)\

Trenqnilllanls (28:16.08) 22 12,7 fluphénazlne, halopéridot, perphénazine, thioridazine, trifluopérazine, perphénazine-amitryptiline (n=1)\

AnUddpressran (28:16.04) 63 36,4 amfayptilllne, clomipramine, désipramine, doxepin, Imlpramlne, maprotîline, phânebine, trazodone, trimipramine.

Antres psychotropes (28:28) 10 5,8 lithium.

Antlblstamlnlqnes (4:00) 2 1,2 diphenhydramine.

AflUcoovoWvaids (28.12) 2 1,2 clonazepam, carbamazipine.

Anatgétfqnss- anllpyiétlquet (28:08) 1 0.6 AAS-butalbital.

Total 173 100,0

'La cbssificatton de rAmeriœn Hospital Formulary system se prête m!au classement de ces associations. Le classement proposé est donc un peu arbitraire.

On remarque que les antidépresseurs constituent le type de médicaments le plus souvent rapportés sous une catégorie autre que celle des tranquillisants, sédatifs et somnifères. De fait, le nombre d'antidépresseurs qui ont été rapportés sous une autre catégorie est presque aussi important que celui des antidépresseurs ayant été rapportés sous la catégorie des tranquillisants, sédatifs et somnifères (63 vs 89) . La majorité des antidépresseurs qui n'ont pas été rapportés c o m m e tranquillisants, sédatifs ou somnifères, l'ont été c o m m e stimulants ( 37 /63 ou 5 8 , 7 % ) . Au total, au moins 4 1 , 4 % (63 / 89+63 ) des antidépresseurs seraient donc omis de la catégorie des "tranquillisants, sédatifs et somnifères". Il semble donc exister une

réelle ambiguïté quant à la classification de ces produits. Il en va de même du lithium, 12 fois rapporté sous la catégorie "tranquillisants, sédatifs et somnifères" et 10 fois ailleurs (donc omis dans au moins 4 5 % des cas).

Dans le cas des benzodiazépines, le nombre d'erreurs d'omission, tel que révélé par les corrections des codeurs, apparaît plutôt modéré compte tenu de la popularité de ces produits. En effet, les 52 produits non rapportés comme tranquillisants, sédatifs et somnifères doivent être opposés aux 1 254 qui l'ont été (proportion d'omission 52/1 254+52 = 4 , 0 % ) .

5. Discussion.

L'analyse précédente révèle que les médicaments rapportés sous la catégorie tranquillisants, sédatifs etsomnifères comprennent une gamme de produits ayant des propriétés et des indications thérapeutiques diverses. On y retrouve des psychotropes dont certains sont plus spécifiquement liés au traitement de l'anxiété et de l'insomnie alors que d'autres peuvent être indiqués pour le traitement de conditions qualitativement différentes (tranquillisants majeurs ou lithium). On y retrouve également des médicaments, tels les cardio-vasculaires, les anti-inflammatoires non-stéroidiens et lesdiurétiques qui ont peu à voir avec le traitement de l'anxiété et l'insomnie. Leur inclusion à la catégorie des "tranquillisants, sédatifs, somnifères" tient peut-être à leur capacité à calmer la douleur, à diminuer la tension artérielle ou les palpitations, une forme de sédation bien différente de celle à laquelle on fait usuellement référence. Par ailleurs, certains psychotropes ne se retrouvent pas toujours sous la catégorie "tranquillisants, sédatifs et somnifères". C'est particuliè-rement le cas des antidépresseurs et du lithium.

La présence au sein des tranquillisants, sédatifs et somnifères de médicaments qui ne devraient pas y être peut mener à une sur-estimation du nombre de consommateurs de ces produits ou du nombre de médicaments consommés. Par ailleurs, l'absence de certains médicaments qu'on s'attendrait à y trouver peut mener à une sous-estimation du nombre de consommateurs et de médicaments. Au total, il est possible que le jeu de la sur et de la sous-estimation produise une estimation correcte. Toutefois l'erreur de classement demeure inquiétante puisqu'elle risque de nuire à l'analyse.

En effet, les facteurs liés à l'utilisation des psychotropes peuvent être différents de ceux expliquant l'utilisation de médicaments d'autre nature. La présence de ces derniers au côté de psychotropes

peut donc réduire la performance de modèles explicatifs. De même, ^ pour autant que Ton veuille rendre compte de la consommation de l'ensemble des psychotropes, le fait que l'on ne retrouve sous la catégorie "tranquillisants, sédatifs et somnifères" qu'une partie de la consommation d'antidépresseurs peut mener à un modèle explicatif ne tenant pas assez compte des facteurs spécifiquement liés à cette sous-classe de psychotropes.

Etant donné la proportion significative d'erreurs mises à jour, il semble opportun d'associer à la classification implicite des répondants des mécanismes permettantd'identifierles médicaments consommés, comme cef ut le cas dans l'enquête Santé Québec. Ceci permet de classer a posteriori les médicaments de façon explicite et à identifier clairement la nature de la consommation que l'on cherche àétudier. L'identification du médicament permet des regroupements différents de ceux qui ont servi lors de l'administration du question-naire. Ces regroupements peuvent être plus homogènes et ainsi permettre une analyse plus pertinente.

Il semble que l'identification du médicament et l'attribution d'un DIN ait été difficile dans certains cas. Il est clair que la codification par un DIN n'est pas appropriée pour les substances qui ne sont pas considérées comme des médicaments au Canada. Des codes particuliers clairement établis devraient être adoptés pour ces produits. D'autre part, dans le cas des médicaments, le DIN reste un indicateur utile même si la codification en est fastidieuse et doit être soumise à des vérifications multiples. Il faudrait cependant étudier sérieusement la possibilité de coder les médicaments en fonction de leur identificateur ATC (Anatomical, Therapeutic, Chemical Classifi-cation System) 4 4 puisque ce système est de plus en plus utilisé sur la scène internationale et qu'on en considère l'adoption au Canada.

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60

ANNEXE

SECTION 111 - CONSOMMATION OE MÉDICAMENTS

L m Questions qui suivent portent i w l e i m é d l c s n e n u que (es membres du loyer « i c o w s des 2 derniers j o w t (pilules, o r i e n t , sirop).

' I I I I I I I I N I 0 3 ]

ENCERCLEZ LA R&ONSE * I ' . "NON- OU ' 8 * . S M OU 8. ÉCRIVEZ DANS LA C O L O N M APPROPRIÉE. MONTREZ LA FICHE *E* ET DEMANDEZ:

IA Him1 n u «v« i l -h in r a i t - r a sue (kMrim/LVi A i Invar a lai l usaf le des produi ts suivants

0 1 - a A n a l g * s i « m (p lMa contre la douleur), comme Taspirlne? 1 - oui (QUI?) n »n 8 * ne sait pes

0 2 - b Tranquillisants. sédatif» e u somnifères? l « oui (QUI?) m m 8 " ne sait pas

0 3 - e Médicaments p o w le coeur o u la tension « i l a l e t l e (pression s * v m e ) 7 1 - oui (OUT?) n j n 8 * ne ta i t pas

0 « - d Antibiotiques? „_ 1 * oui (QUI?) m >n 8 " ne s e l pas

0 5 - e Remèdes o u médicanents p o t r r estomac? 1 -oui (OU?) n m 8 » ne sail pas

06-f Lsaatifs? 1- oui lOUfT) ru j t 8 * ne sail Cas

0 7 - 8 Remèdes contre Is t o u r eu 1» r twne? oui (OUI?) ix >n 8 * ne sail P U

0 8 - h Onguents p o w U peau' _ „ 1» oui (OUI?) rx >n 8 " ne sail pas

0 9 - i V i l vn ines o u minéraux? ... _ . . 1* ou) (OU)?) ne >n 8 " ne sail pas

1 0 - j Suppléments alimentaires comme la l e w s de bière, les alQues. ri» la pnarira r f r r t 1- oui (QUI?) ne sn 8 " ne sait pas

1 l-k Sl inulants p o t * avoir plus rfénetgie ou • • MWMIK I* rrwwW7 1» oui (OUI?) r * n 8 » ne sali pas

12-1 Toul autre médicament? 1 - oui (QUI?) ne m 8 " ne sail P »

i oui) PRÉCISEZ LE TYPE DE MÉDICAMENT

1 3 - m Pilule contraceptive? seulement) 1 " owl (QUI?) non B " n *

c d ) 16

d D l ? a D 18

i n i9 0 O 2 0

1 • «

, • 2 3

ΠJ

St PERSONFC OANS LE FOYER N A PRIS UN MÉDICAMENT, PASSEZ A LA QUESTION 2 U .

SECTION 111 - C O N S O M M A T I O N DE MEDICAMENTS ( m i t * )

Poix ct iacnn des m é d i w m e n u ut i l isât dans las 2 dernier s j o u i , nous veu t demandons cercanes «ntormationt tupplémentsirea-

105

1e» méd icamen t TRANSCRIBE LE CODE DU MÉDICAMENT

17a) Ce médicament a-l-il été obtenu s i * ravit tfiai médecin ou ( f i n dentiste?

2 " non 8 > ne ta i l pa t

b) A U COURS OU CERNER MOIS . f o i * p v semane? (ATTENTKVt SI ANTStOTOUO

E U :

• »

2 " non 6 * ne sait pas

c) Quel était le principal problème de sa t té p o u lequel a p r i t ce médlcanenl?

PRÉCISEZ LE PROBLEME ET 1NSCR1VE2 DANS LA ZONE

E t i - c e & i t vows pouver nous préciser le nom exact du médicvnent auquel vous penses (aflei voir t t t le contenant. le tube o u ta bot te , «i nécessaire)?

PRÉCISEZ L£ NOM DU MEDICAMENT

2e m é d i c a u x n i TRANSCRIRE LE CODE OU hCDSCAMENT

18a) Ce m é d c a w i t a - i - i l été obtenu u » revis d i *» médecin o u d i n dentiste?

1 • ou i 2 > non 8 " ne sait pas

b) AU COURS DU OERMER MOIS -fo is par semaine? (ATTBfT IOr t SI A N T O O T O U ©

e - t - l l ( e l l e ) pris e * méd lcvnen l au moins i n e

1- ad 2 « non 8* ne sail pas

e) Ouef était le principal problème de santé POir lequel a pris ce médicament?

PRECISEZ LE PROBLÊME ET INSCRIVEZ DANS LA Z 0 » E

C D :

• 39

d» E s t - c e que vous pouvet nous préciser le n o m exact du méd te*nen l auquel vous pensas W l e i voir t t r le c o n t e n m . le lube o u la bo t té , i l nécessaire)?

PRÉCISEZ LE NOM OU MÉDICAMENT

N 7094 ex.2 Laurier, C. et al.

AUTEUR L i utilisation des tranquili-sants, sédatifs et scmniferes analyse des donnooc do l'on—

TITRE . quete santé Québec.

DATE NUMÉRO DU LECTEUR DATE NUMÉRO

DU LECTEUR

Bibliofiches — 27

DATE NUMÉRO DU LECTEUR DATE NUMÉRO

DU LECTEUR

N 7094 ; e x . 2

Gouvernement du Québec Ministère de la Santé et des Services sociaux