Estimation du nombre de femmes françaises à risque d ostéoporose...

Société Française de Rhumatologie Les Publications sélectionnées Revue du Rhumatisme 71 (004) 790-800 Estimation du nombre de femmes françaises à risque d ostéoporose... Susceptibles de bénéficier d une ostéodensitométrie Estimated number of women likely to benefit from bone mineral density measurement in France Nassira Amamra a, Claudine Berr d, Françoise Clavel-Chapelon e, Cécile Delcourt f, Pierre D. Delmas g, Francis Derriennic h, P. Ducimetière i, Marcel Goldberg j, Luc Letenneur k, Muriel Rabilloud b, Pierre J. Meunier c, Anne-Marie Schott a,* a Département d information médicale des hospices civils de Lyon, 16, avenue Lacassagne 69003 Lyon, France b Service de biostatistiques, 16, avenue Lacassagne 69003 Lyon, France c Faculté de médecine RTH Laënnec, rue Guillaume-Paradin, 6937 Lyon cedex 08, France d Unité Inserm U 360, GH Pitié-Salepétrière, 75651 Paris cedex 13, France e Unité Inserm XR 51, institut Gustave-Roussy, 94805 Villejuif cedex, France f Unité Inserm U 500, 39, avenue Charles-Flahault, 34093 Montpellier cedex 05, France g Unité Inserm U 403, hôpital E.-Herriot, pavillon F, 69003 Lyon, France h Unité Inserm U170, 16, avenue Paul-Vaillant-Couturier, 94807 Villejuif cedex, France i Unité Inserm U 58, hôpital Paul-Brousse, 94807 Villejuif cedex, France j Unité Inserm U 88, hôpital national Saint-Maurice, 94415 Saint-Maurice cedex, France k Unité Inserm U 0, université Victor-Segalen, 076 Bordeaux cedex, France Reçu le 17 juillet 003 ; accepté le 7 novembre 003 Disponible sur internet le 6 février 004 Résumé Objectifs. L objectif de ce travail fait à la demande de la direction générale de la santé est de déterminer le nombre de personnes à haut risque d ostéoporose susceptible de se voir prescrire une ostéodensitométrie dans le cadre des indications soumises à remboursement par la caisse d assurance maladie. Matériel et méthodes. Les facteurs de risque d ostéoporose ont été définis à partir des recommandations éditées par l Anaes en 001. Les données ont été recueillies auprès de neuf études de cohortes françaises et de l assurance maladie Rhône-Alpes. La population cible était celle des femmes françaises métropolitaines de 50 ans et plus. Nous avons estimé la prévalence en France en standardisant les taux issus de ces études sur la structure d âge française. Résultats. L échantillon étudié représente globalement 13 986 femmes. À partir de ces données, on estime à environ 1,5 millions les femmes de plus de 50 ans qui auraient eu une ménopause avant 40 ans, à près de 700 000 celles ayant un indice de masse corporelle (IMC) inférieur à 19 kg/m et à plus de millions celles ayant des antécédents personnels de fracture. Plus d un million auraient des antécédents maternels de fracture du col du fémur, 400 000 des antécédents de pathologies inductrices d ostéoporose et 000 des antécédents de corticothérapie prolongée.au 3 186 318 (30 ) femmes auraient au moins un facteur de risque et 785 51 (7,5 ) auraient au moins deux facteurs de risque. Conclusions. Nos résultats ne reposent pas sur un échantillonnage de la population française, néanmoins, l importance de l effectif étudié et la diversité des sources permettent d apporter une première estimation raisonnable de la prévalence des facteurs de risque d ostéoporose en France chez les femmes ménopausées. 004 Elsevier SAS. Tous droits réservés. Résumé Objectives

To determine the number of women in France at least 50 years of age with risk factors for osteoporosis likely to lead to bone mineral density measurement, an investigation reimbursed by the French national health insurance system in patients at risk for osteoporosis. The study was commissioned by the French health authorities. Material and methods. Risk factors for osteoporosis were defined as recommended by the French Agency for Accreditation and Evaluation in Health (Anaes) in 001. The study data were from nine cohort studies done in France and from the national health insurance agency for the Rhône-Alpes region of France. Risk factor prevalences in France were standardized by extrapolation according to the age distribution in France. Results. Overall, data were collected in 13,986 women aged 50 years or older. From these data, risk factor estimates were as follows: menopause before 40 years of age, 1.5 millions women; body mass index (BMI) lower than 19 kg/m, nearly 700,000; history of fracture, more than millions; history of femoral neck fracture in the mother, more than 1 million; history of health problems potentially responsible for osteoporosis, 400,000; and history of long-term glucocorticoid therapy,,000. In all, 3,186,318 (30) women were estimated to have at least one risk factor and 785,51 (7.5) at least two risk factors. Conclusions. Although our study sample was not representative of the population residing in France, the large sample size and diversity of data sources support the validity of our estimate of the prevalence of risk factors for osteoporosis in postmenopausalwomen living in France. 004 Elsevier SAS. Tous droits réservés. Mots clés : Ostéoporose ; Facteurs de risques ; Dépistage ; Prévention Keywords: Osteoporosis; Risk factors; Screening; Prevention 1. Introduction L ostéoporose concerne un nombre croissant de femmes en général après la ménopause. Les manifestations cliniques de l ostéoporose sont les fractures pour des traumatismes minimes, les plus fréquentes étant les tassements vertébraux et les fractures de l extrémité inférieure de l avant-bras et les plus graves étant les fractures de l extrémité supérieure du fémur [14]. En 1994, l Organisation mondiale de la santé a défini l ostéoporose comme «un risque inacceptable de fracture» sur la base d une densité minérale osseuse mesurée par une ostéodensitométrie en dessous du seuil de,5 T score. Le T score représente le nombre de déviations standards par rapport à la valeur moyenne de la DMO chez les femmes jeunes en bonne santé, au moment du pic de masse osseuse. Jusqu à présent plusieurs recommandations sur les indications de l ostéodensitométrie ont été émises, notamment par le groupe de recherche et d information sur les ostéoporoses (GRIO) et la Fondation européenne contre l ostéoporose (EFO) [513]. On ne dispose pas de données sur le niveau de suivi de ces recommandations. En 001, l ANAES a élaboré sur ordre de mission du ministère et de la CRAM, un document qui tente de préciser quelles sont les femmes à risque [14]. L ostéodensitométrie ne figurait pas dans la nomenclature générale des actes professionnels. Son prix n était donc pas fixé et il n était pas remboursé par l assurance maladie. Cependant il pouvait être particulièrement indiqué pour les personnes à haut risque d ostéoporose, la liste des facteurs de risque étant bien connue. Dans le but d inscrire cet examen dans la nomenclature, la direction générale de la santé nous a demandé une estimation du nombre de femmes à risque d ostéoporose en France en regard des recommandations éditées par l ANAES. Ce sont ces femmes qui seraient susceptibles de bénéficier d une ostéodensitométrie remboursée par l assurance maladie. L objectif de ce travail est donc d estimer la prévalence, dans la population française, des facteurs de risque d ostéoporose figurant dans le texte des recommandations de l ANAES, à partir de bases de données existantes.. Matériel et méthodes.1. Matériel Nous avons recherché des sources de données existantes et notamment des cohortes de femmes françaises âgées de plus de 50 ans pour lesquelles il existe une base de données informatisées [153]. Notre recherche a porté sur les organismes suivants : l Institut national de la santé et de la recherche médicale INSERM (site «inserm.fr»), l Institut national des statistiques et des études économiques (INSEE recensement 1990), les données de la caisse régionale d assurance maladie et l EDF. Les études de cohortes identifiées figurent en annexe 1. Nous avons exclu quatre études pour lesquelles la population de l étude était a priori trop sélectionnée (biais de sélection trop important agissant sur l estimation), lorsque les femmes de la cohorte étaient trop jeunes ou lorsque les données recueillies ne correspondaient pas aux facteurs étudiés dans notre travail. Par exemple, pour l étude «seconds cancers après cancers du sein» la population de femmes ayant eu un cancer du sein n est pas représentative de la population générale pour les risques recherchés dans notre étude. En effet, elle est biaisée notamment en ce qui concerne la ménopause et l état physiologique du tissu osseux. Pour l étude GAPIC, il s agissait d une étude sur les coronaropathies et les pathologies cardiovasculaires en générale. De ce fait, la population est majoritairement masculine. Sa représentativité n est pas satisfaisante étant donné les critères de sélection trop restrictifs. Pour l étude «Effets sur la santé de l exposition aux sous-produits de l eau» concernant des professions particulières comme les mineurs de fond, les nageurs, la population y est aussi essentiellement masculine ce qui la rend non pertinente pour notre étude. Enfin, pour l étude «Mastopathies bénignes et risque de cancers du sein» l âge moyen des femmes de cette étude est trop jeune pour que nous puissions l inclure. Pour le choix des facteurs de risque, nous avons travaillé à partir des recommandations de l ANAES publiées en 001 sur les indications de l ostéodensitométrie [1]. Ces recommandations portent essentiellement sur les moyens de diagnostic de l ostéoporose chez les femmes ménopausées et chez les adultes des deux sexes traités par corticoïdes. Elles ont pour but, entre autres, de préciser les situations dans lesquelles l indication d examens complémentaires est appropriée pour évaluer le risque de fracture

ostéoporotique. Les recommandations figurant dans la synthèse du document de l ANAES sont les suivantes : «...Chez la femme ménopausée : il est recommandé de réaliser une ostéodensitométrie devant : la découverte radiologique d une fracture vertébrale sans caractère traumatique ni tumoral évident ; un antécédent personnel de fracture périphérique sans traumatisme majeur (sont exclues de ce cadre les fractures du crâne, des orteils, des doigts et du rachis cervical) ; des antécédents documentés de pathologies potentiellement inductrices d ostéoporose, en particulier : hygonadisme prolongé, hyperthyroïdie évolutive non traitée, hypercorticisme et hyperparathyroïdie primitive ; la réalisation d une ostéodensitométrie peut être proposée chez la femme ménopausée en présence d un ou plusieurs facteurs de risque suivants : antécédents de fractures vertébrales ou du col du fémur sans traumatisme majeur chez un parent au 1er degré, indice de masse corporelle (IMC) inférieur à 19 kg/m, ménopause avant 40 ans quelle qu en soit la cause ou ménopause iatrogène, antécédents de corticothérapie prolongée (> 3 mois) à une dose équivalente à 7,5 mg prednisone par jour ; il n est pas recommandé de réaliser une ostéodensitométrie chez une femme ménopausée chez laquelle un traitement hormonal est prescrit à dose efficace (pour assurer une prévention de l ostéoporose) et bien suivi...» [1]. Nous avons également recueilli quelques informations supplémentaires (par exemple les antécédents de fracture après l âge de 50 ans ou après la ménopause) lorsqu ellesétaient pertinentes vis-à-vis de recommandations d autres agences d évaluation et qu elles étaient susceptibles de modifier de façon importante le nombre de personnes considérées«à risque»... Facteurs de risque retenus Après avoir étudié les recommandations de l ANAES et les données disponibles dans les études de cohortes, les facteurs qui nous sont apparus les plus pertinents sont les suivants : ménopause précoce avant 40 ans, antécédents personnels de fracture après 50 ans, antécédents maternels de fracture, indice de masse corporelle inférieur à 19 kg/m (IMC), antécédents de pathologies inductrices d ostéoporose et, antécédents de corticothérapie prolongée ( 3 mois à 7,5 mg par jour ou plus). Afin de connaître l hétérogénéité des données recueillies, nous avons demandé aux responsables de cohorte d indiquer pour chacune des questions le libellé exact de la question posée dans leur questionnaire. Pour ce qui concerne les données recueillies auprès de la CRAM. Rhône Alpes, nous avons utilisé comme critère de sélection les femmes de plus de 50 ans vivant en RhôneAlpes et dépendant du régime général ayant eu au moins deux prescriptions de glucocorticoïdes à des dates différentes, remboursées au cours de l année 000. L étude EPIDOS renseigne cinq facteurs de risque qui sont : ménopause avant 40 ans, IMC inférieur à 19 kg/m, antécédents personnels de fracture, antécédents maternels de fracture et corticothérapie. Les études PAQUID et EVA renseignent deux facteurs de risque, ménopause avant 40 ans et IMC supérieur à 19 kg/m. Dans l étude, les facteurs de risque pris en compte sont une ménopause avant 40 ans ou iatrogène, un indice de masse corporelle inférieur à 19 kg/m, des antécédents personnels de fracture après 50 ans (sans traumatisme majeur ni cause tumorale), des antécédents maternels de fracture de hanche, une corticothérapie, une hyperthyroïdie. Dans l étude ESTEV 95, on connaît quatre facteurs de risque qui sont une ménopause avant 40 ans, l IMC inférieur à 19 kg/m, des antécédents personnels de fracture après 50 ans, des antécédents de pathologies inductrices d ostéoporose. L étude E3N prend en compte quatre facteurs qui sont une ménopause avant 40 ans, l IMC inférieur à 19 kg/m, des antécédents personnels de fracture après 50 ans, des antécédents maternels de fracture de hanche. Dans l étude GAZEL, on trouve la ménopause avant 40 ans, l IMC inférieur à 19 kg/m et les antécédents personnels de fracture après 50 ans. Enfin dans l étude MONICA on a deux facteurs de risque qui sont la ménopause avant 40 ans et l IMC inférieur à 19 kg/m. Le questionnaire a été envoyé aux investigateurs des neuf études de cohorte retenues. Dans un premier temps nous avons analysé les résultats par étude. Puis nous avons travaillé sur des données agrégées sur les neuf études de cohortes par strate d âge et par facteur. Ensuite, nous avons standardisé les résultats pour obtenir une estimation de la prévalence des facteurs de risque. La structure d âge de l échantillon étudié étant différente de celle de la population française des femmes de plus de 50 ans, la méthode de standardisation directe nous a paru la plus appropriée pour tenter de corriger nos résultats. Par ailleurs, nous avons aussi standardisé les données obtenues sur la corticothérapie dans les neuf études de cohorte sur la structure d âge de la population Rhône Alpes (recensement INSEE 1999) afin de comparer la prévalence obtenue à partir des études de cohorte aux données de la caisse régionale d assurance maladie Rhône Alpes. 3. Résultats Sur les 11 études de cohortes identifiées, neuf responsables nous ont communiqué les informations demandées lorsqu elles étaient disponibles. Un descriptif des thèmes de chaque étude, de la population concernée et de la période de suivi de la cohorte est présenté dans le Tableau 1. L ensemble des cohortes représente au 13 986 femmes âgées de plus de 50 ans. Pour chacun des quatre facteurs de risque les mieux renseignés (ménopause précoce avant 40 ans, antécédents personnels de fracture, antécédents maternels de fracture, indice de masse corporelle inférieur à 19 kg/m), nous présentons un tableau détaillant l effectif et le pourcentage de femmes à risque par classe d âge (Tableaux 5). La fréquence d une ménopause avant 40 ans est présentée dans le Tableau. Ce facteur est renseigné par six études. On peut voir pour chaque étude les classes d âge renseignées et les effectifs sur lesquels reposent les estimations (première colonne pour chaque étude). La prévalence varie beaucoup d une étude à l autre avec un minimum de 5,5 (PAQUID) et un maximum de 3,4 (EPIDOS). Les chiffres figurant dans la dernière colonne du tableau sont très influencés non seulement par l âge mais également par le nombre d études participant à chaque classe d âge et leur part respective dans l effectif de chaque classe d âge. La prévalence globale de la ménopause avant 40 ans est en moyenne de 15 dans l échantillon. De 50 à 65 ans, c est essentiellement la cohorte E3N qui influence les résultats. Au-delà de 75 ans c est EPIDOS qui a le plus grand poids. En revanche, entre 65 et 75 ans, les estimations sont fondées sur des effectifs beaucoup plus faibles (de 500 à 600 femmes) provenant uniquement des cohortes et surtout PAQUID (90pour la strate d âge 6570 ans et 8pour la strate 7075 ans).

On observe, à âge égal, de fortes variations entre les cohortes. Par exemple pour la classe d âge 5560 ans, la proportion va de 1 dans et 13dans E3N à 4 dans ESTEV95. Dans la classe d âge 8085 ans, la fréquence varie de 5,4 dans PAQUID à dans EPIDOS. Il y a donc de grandes différences de pourcentage entre les neuf études et des classes d âge différentes selon les études. Tableau 1 Synthèse et description des études Nom de l étude Thème d étude des cohortes Nature de l échantillon Date de recrutement et de recueil EPIDOS Ostéoporose 7517 Listes électorales (Montpellier, Toulouse, Lyon, Paris, Amiens) 1/91/94 ESTEV95 Santé, travail, vieillissement 745 Salariés suivis par 380 médecins du travail 1990/1995 (7 régions) EVA Traitement hormonal 9 Volontaires à partir des listes électorales 6/19916/1993 E3N Facteurs de risque de cancer et pathologies chroniques 998 Femmes adhérentes à la MGEN 1990 GAZEL Compréhension des «indications» d un traitement hormonal substitutif et 3157 EDF-GDF 19 non-observance du traitement MONICA Maladies cardiovasculaires (morbidité, mortalité, facteurs de risque) 1730 3 registres (Strasbourg, Toulouse, Lille) 1985 Ostéoporose 1039 Volontaire de la MGEN 199 PAQUID Vieillissement cérébral et perte d autonomie des personnes âgées de +65 ans vivant à 00 75 communes de Gironde et Dordogne 19881990 domicile POLA Cataracte et dégénérescence maculaire liée à 1451 l âge (facteurs de risque) Ville de Sète 6/19957/1997 MGEN, mutuelle générale de l éducation nationale. Tableau Ménopause précoce avant 40 ans a Classe d âge Nom de l étude EPIDOS ESTEV95 E3N MONICA PAQUID Toutes les études global [5055 [5560 [6065 [6570 [7075 [7580 [8085 [8590 [90 + 1 3,5,1 5,9 9,3 3,4 1995 1668 3663) 16,1 3,6 19,5 15 758 11 80 773 34 851 1,75 1,97 14,71 13, 79 98 36 903 11,8 17,1 1, 16,9 17 0 10, 11,9 1,0 11,5 16,9 19,6 1,1 1,6 601 436 549 3 05 76 00 5, 6,9 6,0 5,4 3,9,6 5,5 13,1 14,3 14,9 5, 6,9 1,3 0, 1,6 30,8 15,0 a Femmes de plus de 50 ans ayant eu une ménopause précoce avant 40 ans. Les pourcentages sont données par classe d âge de cinq ans. Le pourcentage global pour chaque étude et pour l ensemble des cohortes est figuré par ailleurs dans le tableau. Tableau 3 Fréquence d un indice de masse corporelle (IMC) inférieur à 19 kg/m a Classe d âge Nom de l étude EPIDOS ESTEV95 E3N MONICA PAQUID POLA Toutes les études global

[5055 [5560 [6065 [6570 [7075 [7580 [8085 [8590 [90 + 1 3,8 4, 5,5 13,5 4,3 1995 1668 3663),3,, 15 758 11 80 773 34 851 9,5 9, 79 98 36 903 3, 1,0 1,5 1,9 17 0 4,7 4,0 4,0 6,6 1,1, 3,0 3,7 601 436 549 3 05 76 00 3,7 7,6 7,7 9,6 11,7 1,1 7,7 3 370 357 0 11 47 7 14 3,3 1,9 4,1,7 0 0,6 8, 8,0 8,9 3, 4,7 4,3 4,7 6,4 15,8 7,5** a Femmes de plus de 50 ans ayant un IMC inférieur à 19 kg/m. Les pourcentages sont donnés par classe d âge de cinq ans. Le pourcentage global pour chaque étude et pour l ensemble des cohortes est figuré par ailleurs dans le tableau. Tableau 4 Antécédents personnels de fractures a Classe d âge Nom de l étude E3N b 15 758 11 80 773 34 851 EPIDOS b ESTEV95c 17 0 Toutes les études global 9,7 14,5, 4,9 11, 36,7 38, 3 31,6 17,6 [5055 [5560 [6065 [6570 [7075 [7580 [8085 [8590 [90 + 10,6 16,0, 14,8 1 36,4 37,8 3 31,6 37,1 1995 1668 3663,1 4,4 3,1,4 1,0 5,0 4,9 11, 19,6 30,3 6,3 a Femmes de plus de 50 ans ayant des antécédents personnels de fractures. Les pourcentages sont données par classe d âge de cinq ans. Le pourcentage global pour chaque étude et pour l ensemble des cohortes est figuré par ailleurs dans le tableau b Antécédent de fracture quelle que soit la cause et la localisation. c Antécédent de fracture périphérique après 50 ans quelle que soit la cause. d Antécédent de fracture sans traumatisme quelle que soit la localisation. Tableau 5 Antécédents maternels de fracture de l extrémité supérieure du fémur a Classe d âge Nom de l étude E3N b 15 758 11 80 773 34 851 17 0 EPIDOS b Toutes les études [5055 [5560 [6065 [6570 [7075 [7580 [8085 [8590 [90 + 7,5 8,9 10,7 8,7 6,3 15,3 8,0 13,1 14,6 6,5 11,1 1 9,8 8,3 7,5 8,9 10,7 13,1 14,6 9,8 8,3 a Femmes de plus de 50 ans ayant des antécédents maternels de fractures de l extrémité supérieure du fémur. Les pourcentages sont donnés par classe d âge de cinq ans. Le pourcentage global pour chaque étude et pour l ensemble des cohortes est figuré par ailleurs dans le tableau On peut remarquer que dans la cohorte PAQUID la fréquence d une ménopause avant 40 ans est nettement plus faible que celle observée dans les autres cohortes et ceci quelle que soit la classe d âge. En revanche, cette tendance ne se retrouve pas pour l indice de masse corporelle (IMC) puisque la proportion de femmes avec IMC inférieur à 19 kg/m dans l étude PAQUID est supérieure à celle des autres cohortes à classes d âge égale (Tableau 3). Le pourcentage de femmes avec ménopause avant 40 ans augmente avec l âge dans quatre études. Cette tendance est statistiquement significative. Elle ne s observe pas dans l étude EPIDOS ni dans l étude PAQUID. À l inverse chez PAQUID les proportions par classe d âge semblent diminuer avec l âge. On observe ici un «effet âge» et «effet étude», les deux étant parfois indissociables car la structure d âge des cohortes est très différente, certaines études n ont même aucune classe d âge commune : dans le Tableau 3, la proportion de femmes ayant un indice de masse corporelle inférieur à 19 kg/m (IMC) varie de 1,9 dans l étude MONICA à 9, dans l étude E3N. La proportion globale dans PAQUID (7,7 ) est supérieure à celle de EPIDOS (4,3 ).

Cette différence se confirme par classe d âge. Par exemple, dans la classe d âge [7580 on a 7,7 dans PAQUID et 3,8 dans l étude EPIDOS. Ces deux études sont les seules pour lesquelles on observe un effet âge statistiquement significatif. Cette tendance ne se retrouve pas dans POLA qui renseigne pourtant les mêmes classes d âge ; le facteur de risque antécédent personnel de fracture après 50 ans (Tableau 4) a une prévalence qui varie de 3,1 (étude ESTEV95) à 37,1 (étude EPIDOS). Le pourcentage de femmes avec antécédents personnels de fracture augmente avec l âge dans toutes les études. Du fait de l hétérogénéité des cohortes s appliquant à la sélection des patients et à des définitions différentes de ce facteur de risque, pour une même classe d âge, les résultats peuvent être très variables. Par exemple (Tableau 4) pour la classe d âge [5055, on observe dans l étude ESTEV95,1 (n = 1995), dans l étude,4 (n = 17) et dans l étude E3N 10,63 (n = 15 758). On constate des différences du même ordre pour les autres classes d âge. Aussi on observe une proportion d antécédents personnels de fracture plus importante dans les études où la définition du facteur de risque est plus large sur la nature des factures. La tendance à la hausse observée au sein d une même étude est statistiquement significative sauf pour l étude EPIDOS ; les antécédents maternels de fracture de l extrémité supérieure du fémur (Tableau 5) varient de 8,7 (étude E3N) à 11,1 (étude ). Les variations observées entre les études sont donc plus modérées que pour d autres facteurs. Il ne semble pas y avoir de variation avec l âge. On observe un «effet âge» uniquement dans l étude E3N, laquelle représente 80 de l effectif pour ce facteur de risque. On observe aussi que les pourcentages globaux chez E3N, EPIDOS et sont assez proches respectivement 8,7,, 11,1. Dans l étude GAZEL, pour laquelle nous n avons pas les données par classe d âge, la proportion d antécédents familiaux de fracture est de. La prévalence globale est de dans notre échantillon. Après standardisation sur la structure d âge de la population française des femmes de plus de 50 ans, on obtient une prévalence globale standardisée de 10,3 [9,7 ; 10,9 ] (Tableau 8) ; les antécédents de pathologies inductrices d ostéoporose retenus par l ANAES (hygonadisme prolongé, hyperthyroïdie évolutive non traitée, hypercorticisme et hyperparathyroïdie primitive) sont documentés par cinqétudes de cohortes. Les informations recueillies sont assez hétérogènes dans leurs définitions. Les prévalences observées varient de 3 à 7 mais elles reposent sur des effectifs très réduits surtout après l âge de 60 ans ce qui menace clairement leur fiabilité. Par exemple, l antécédent«d hyperthyroïdie non traitée» est pratiquement impossible à recenser. Les quatre études qui nous donnent cette information ont chacune une définition différente du facteur de risque. La prévalence du facteur de risque «antécédents d hyperthyroïdie» varie de 1 (0/00) dans l étude PAQUID, 1,9 (54/917) dans l étude ESTEV95, 4,3 (9/) dans l étude à 4,98 (/66 710) dans l étude E3N. La prévalence observée dans les données de l assurance maladie est de 4,7 (345/7 496), proche de celle observée dans les cohortes E3N et. Dans l étude GAZEL, la proportion de femmes avec antécédents d aménorrhée prolongée (plus de 3 mois en dehors de la ménopause) est de 17,9 ; les données sur la corticothérapie proviennent de trois études de cohorte (EPIDOS,, PAQUID). La prévalence moyenne observée est de 6,6. Chez les patients dépendant de l assurance maladie de Rhône Alpes la prévalence est de 5,7. Après standardisation des données issues des cohortes sur la population des femmes de plus de 50 ans de l assurance maladie Rhône Alpes la prévalence moyenne standardisée est de 5,7. La prévalence observée dans les études de cohorte analysées et celle issue des données de l assurance maladie dans la région Rhône Alpes sont donc très cohérentes. La prévalence de la corticothérapie standardisée sur la structure d âge de la population française est de 5,8 [5 ; 6,6 ]. Le mode de recueil des données sur la corticothérapie est différent entre les cohortes. Il n apparaît pas d effet âge. Une femme pouvant avoir plusieurs facteurs de risque, nous présentons le nombre de femmes ayant au moins un ou au moins deux facteurs de risque par étude et par classe d âge (Tableaux 6 et 7). La prévalence globale des femmes de plus de 50 ans avec au moins un facteur a été obtenue auprès de huit études par classe d âge (Tableau 6). Le nombre de facteurs de risque renseignés par les études va de deux à six. La prévalence globale par étude varie de 1,7 dans l étude PAQUID à 51,7 dans l étude EPIDOS. À âge égal, on observe néanmoins de nettes variations entre les cohortes. Les estimations de femmes à risque les plus élevées (Tableau 6) sont observées dans les études EPIDOS et, toutes deux destinées à étudier les facteurs de risque d ostéoporose. L estimation minimum est observée dans PAQUID qui étudie le vieillissement et la perte d autonomie. Au niveau des deux classes d âge [6570 et [7075 les effectifs sont petits. Pour ces raisons, les résultats sont plus délicats à interpréter pour ces deux classes d âge. Dans la variation du pourcentage de femmes à risque observée d une étude à l autre, il faut tenir compte du biais de sélection propre à chaque cohorte et difficile à caractériser. Il faut également prendre en compte le nombre de facteurs de risque sur lesquels reposent les estimations, qui varie d une cohorte à l autre mais est directement objectivable (Tableaux 6 et 7). Dans chaque cohorte on observe, de façon plus ou moins nette, une élévation de la prévalence des femmes à risque avec l âge, notamment dans les cohortes E3N, MONICA, PAQUID et. D ailleurs, les tendances observées sont statistiquement significatives pour ces quatre études. Dans l étude EPIDOS, la tendance n est pas significative. On retrouve une différence au niveau de la classe d âge [90 ; + par rapport aux autres classes d âge au sein de l étude. Le Tableau 7 a été construit à partir des données de huit études. Il nous renseigne sur la prévalence des femmes de plus de 50 ans ayant au moins deux facteurs de risque. Cette prévalence varie par étude de 0,4 dans l étude MONICA à 17,4 dans l étude EPIDOS. Dans la plupart des études, la prévalence des femmes ayant au moins deux facteurs de risque est très nettement réduite par rapport à celle des femmes ayant au moins un facteur de risque. Dans l étude EPIDOS qui renseigne cinq facteurs de risque (ménopause avant 40 ans, IMC inférieur à 19 kg/m, antécédents personnels de fracture, antécédents maternels de fracture, corticothérapie) pour la classe d âge [7580 on trouve 51,1 de femmes et pour l étude PAQUID qui renseigne deux facteurs de risque (ménopause avant 40 ans et IMC > 19 kg/m) on a 13,3. Cependant, on remarque ici l «effet cohorte» puisqu on trouve dans l étude EVA, qui renseigne deux facteurs de risque (ménopause avant 40 ans et IMC < 19 kg/m) comme l étude PAQUID, pour une même classe d âge des proportions très différentes. Donc pour les mêmes facteurs de risque et les même classes d âge, l «effet cohorte» influence nettement les prévalences obtenues. À partir des pourcentages de femmes à risque d ostéoporose et des données de l INSEE 1999 a été estimé le nombre de femmes françaises à risque d ostéoporose. Nous présentons ici les résultats bruts et standardisés par facteur de risque (Tableau 8) et selon le nombre de facteurs de risque (Tableau 9). En France, nous estimons à 1,5 millions le nombre de femmes de plus de 50 ans ayant eu une ménopause précoce avant 40 ans et qui seraient donc potentiellement à risque d ostéoporose (Tableau 8). Près de 700 000 femmes de plus de 50 ans en France auraient un indice de masse corporelle (IMC) inférieur à 19 kg/m, plus de millions des antécédents personnels de fracture, plus d un million des antécédents maternels de fracture de l extrémité supérieure du col du fémur et un peu moins de 000 auraient des antécédents de corticothérapie. L estimation de 400 000 femmes de plus de 50 ans avec antécédent de pathologies inductrices d ostéoporose nous paraît donc peu fiable. Au, à partir de ces données on estime globalement à 3 186 318 (30 ) le nombre de femmes de plus de 50 ans vivant en France présentant au moins un facteur de risque (Tableau 9). Si l on s intéresse uniquement aux femmes présentant au moins deux facteurs de risque, la proportion se réduit de façon très importante variant de 0,4 dans l étude MONICA à dans l étude (Tableau 7). À partir de ces données, on peut estimer à 785 51 (7,4 ) le nombre de femmes de plus de 50 ans vivant en France présentant au moins deux facteurs de risque (Tableau 9).

Tableau 6 Prévalence globale des femmes ayant au moins un facteur de risque d ostéoporose a Au moins 1 facteur Classes d âge Nombre de facteurs EPIDOS 5 ESTEV95 4 GAZEL 3 MONICA EVA E3N 4 5 PAQUID Toutes les études globale [5055 [5560 [6065 [6570 [7075 [7580 [8085 [8590 [90 + 1 3,5,1 5,9 9,3 3,4 1995 1668 3663) 8,6 6,0 15,4 703 380 10831 8,0 4, 6,7 79 98 36 903 14,3 17,8,4 18,4 110 50 109 9 30,9 30,8 31, 30,9 15758 1180 773 34851 1,8 6,7,5 5,9 17 0 38,6,5 45 54,1 53,9 58,7 60,6 48,1 601 436 549 3 05 76 00 13,1 13,3 14,4 15,1 3,7 1,7,45 6,6, 15,5 3,5, 47,4,8 4,1 9,4 a Prévalence des femmes de plus de 50 ans ayant au moins un facteur de risque d ostéoporose. Les pourcentages sont donnés par classe d âge de cinq ans. Le pourcentage global pour chaque étude et pour l ensemble des cohortes est figuré par ailleurs dans le tableau. Tableau 7 Prévalence globale des femmes ayant au moins deux facteurs de risque d ostéoporose a Au moins facteurs Classes d âge Nombre de facteurs [5055 [5560 [6065 [6570 [7075 [7580 [8085 [8590 [90 + PAQUID 601 436 549 3 05 76 00 0,0 1,4 0,4 0,6 0,5 0,0 0,5 GAZEL 3 703 380 1083 3,4 1,6,8 MONICA 79 98 36 903 0,7 0,3 0,3 0,4 EVA 110 50 109 9 1,8 1,8 1,9 E3N 4 15 758 11 80 773 34 851 4,8 6,6 9, 6,3 5 17 0 9,4 5,9 10,0 11,5 6,7 1,7 4, EPIDOS 5 1 17,1 16,6 0,4 3,3 17,4 ESTEV95 4 1083 1565 648 1,5 1,3 1,4 Toutes les études globale 4,5 5,8 1,0, 14,8 14,8 16,5 14,8 7,3 a Prévalence des femmes de plus de 50 ans ayant au moins deux facteurs de risque d ostéoporose. Les pourcentages sont données par classe d âge de cinq ans. Le pourcentage global pour chaque étude et pour l ensemble des cohortes est figuré par ailleurs dans le tableau. Tableau 8 Estimation du nombre de femmes à risque d ostéoporose pour chaque facteur de risque Facteur de risque Prévalence brute () T(s) a I.C.95 de T(s) Nombre de femmes estimé b IC95 du nombre estimé

Ménopause avant 40 ans IMC à 19kg/m, Antécédent personnel de fractures c Antécédent maternel de fractures d Antécédent de pathologies inductrices d ostéoporose Antécédent de corticothérapie 15 7,5 17,6 4,3 6,6 14,11 6,6 19,0 10,3 3,8 5,79 [3,9 ; 14,9] [6,48 ; 6,71] [18,47 ; 19,41] [ 9,67 ; 10,9] [3,31 ; 4,37 ] [ 5 ; 6,58 ] 1 490 593 697 30 007 177 1 088 101 401 435 1 6 [1 470 51 ; 1 509 609] [684 553 ; 708 851] [1 951 188 ; 050 490] [1 01 548 ; 1 151 486] [ 349 671 ; 1 651] [ 58 05 ; 695 117] a Taux de prévalence après standardisation directe sur la population française des femmes de plus de 50 ans vivant en France métropolitaine. b Estimation faite sur le nombre de femmes de plus de 50 ans vivant en France métropolitaine (recensement INSE. 1999) soit n = 10 564 091. c Après 50 ans quelle que soit la localisation et la cause. d Fracture de l extrémité supérieure du fémur. Tableau 9 Estimation nombre de femmes à risque d ostéoporose présentant au moins un ou au moins deux facteurs de risque Nombre de facteur de risque 1 FDR FDR Nombre de facteur de risque 9,44 7,8 Taux standardisé T(S) a 30.16 7.44 I.C.95 de T(S) [30,17 ; 30,18] [7,43567 ; 7,43568] Nombre de femmes estimé b 3 186 318 785 51 IC95 du nombre estimé [3 186 316 ; 3 186 31] [785 511 ; 785 51] a Taux de prévalence après standardisation directe sur la population française des femmes de plus de 50 ans vivant en France métropolitaine. b Estimation faite sur le nombre de femmes de plus de 50 ans vivant en France métropolitaine (recensement INSEE 1999) soit n = 10 564 091. 4. Discussion Selon le facteur de risque étudié, le calcul de la prévalence a été fondé sur un nombre de femmes allant seulement de 431 pour le facteur de risque pathologies inductrices d ostéoporose à 51 179 pour le facteur de risque indice de masse corporelle. Les prévalences moyennes calculées à partir de cet échantillon sont de 15 pour la ménopause précoce, 7,5 pour l indice de masse corporelle, 17,6 pour les antécédents personnels de fracture, pour les antécédents maternels de fracture, 4,3 pour les antécédents de pathologies inductrices d ostéoporose et 6,6 pour la corticothérapie. Le choix des facteurs de risque est fondé sur les recommandations de l ANAES qui sont assez générales comme la majorité des recommandations. En effet, l âge n est pas pris en compte bien que la pertinence des facteurs de risque varie en fonction de l âge des femmes. Par exemple, d un point de vue clinique, il paraît pertinent de considérer le facteur de risque ménopause avant 40 ans chez les femmes jeunes, mais beaucoup moins chez les femmes les plus âgées. À l inverse, l antécédent maternel de fracture de l extrémité supérieure du fémur semble plus pertinent à 70 qu à 50 ans. L échantillon de femmes de plus de 50 ans étudié a été obtenu à partir de sources hétérogènes et non à partir d une base de sondage représentative de la population française.au neuf cohortes nous ont communiqué des informations ce qui représente un de 13 986 femmes. Les études de cohorte que nous avons utilisées sont différentes par leur thème d étude, leur mode de recrutement, leur méthode d échantillonnage, leurs critères de sélection, leur localisation géographique. Il existe également des différences dans le mode de recueil des facteurs de risque. Ils ne sont pas tous renseignés par toutes les études et ils ne sont pas toujours définis de la même façon. Bien que les recommandations éditées par l ANAES s appliquent aux femmes ménopausées nous avons substitué à ce critère la limite d âge de 50 ans. Ceci était nécessaire afin d établir des estimations plausibles à partir des données démographiques françaises pour lesquelles on connaît l âge mais non le statut hormonal. Le critère âge choisi est proche du critère ménopause. Ce choix induit néanmoins un petit pourcentage d erreurs donc une légère surestimation due aux femmes non ménopausées à 50 ans. Si l on considère les facteurs de risque séparément lorsque toutes les cohortes sont analysées ensemble, on peut penser à un «effet âge» (Tableau dernière colonne). La fréquence de la ménopause précoce semble augmenter de 13 dans la classe d âge [5055 à 31 dans la classe d âge [90+. Cependant, les classes d âge [6570, [70 75 et [90+ posent un problème particulier. Elles comportent des effectifs très faibles (respectivement 66, 55, ) ce qui accentue l effet des fluctuations d échantillonnage et leurs résultats sont assez nettement différents de ceux des classes d âge précédentes et suivantes. Les classes [65 70 et [7075 sont nettement en dessous des classes précédentes, la classe [90 +[ est nettement supérieure aux classes précédentes ce qui rend difficile l interprétation de ces chiffres. En fait, il existe un effet cohorte que l on observe bien dans le Tableau. Dans l étude PAQUID par exemple la fréquence des femmes ménopausées avant 40 ans est nettement inférieure à celle observée dans les cinq autres cohortes y compris dans les deux cohortes qui ont des femmes d âge comparable. Pour les classes d âge [6570 et [7075, les informations proviennent seulement de deuxétudes (l étude PAQUID représentant de 80 à 91 des effectifs). Ainsi on observe dans le Tableau que les résultats varient plus d une cohorte à une autre que d une classe d âge à une autre au sein de chaque cohorte. Néanmoins, ne disposant d aucun élément objectif nous permettant d émettre un jugement sur la cohorte qui serait la plus représentative, les estimations finales ont été calculées sur l ensemble des effectifs sans tenir compte de la cohorte d origine. Pour le facteur de risque indice de masse corporelle inférieurà 19 kg/m, l étude E3N représente plus de la moitié de l effectif (34 851/51 179 femmes) à partir duquel la prévalence moyenne (7,5 ) a été calculée dans les septétudes. La prévalence standardisée pour la population française est estimée à 6,6 [6,5 ; 6,7 ]. Pour les résultats synthétiques (Tableau 3) il n apparaît pas de variation importante avec l âge au sein de chaque cohorte. Pour le facteur de risque antécédent personnel de fracture, le maximum est observé dans la cohorte EPIDOS (37,1 ). La population étudiée dans la cohorte EPIDOS est très âgée (femmes de plus de 75 ans) et le sujet d étude était l ostéoporose. Il est possible que la fréquence soit plus élevée que dans la population générale. À l inverse, la définition du

facteur de risque antécédents personnels de fracture est plus restrictive dans ESTEV95 que dans les autres études car elle recouvre uniquement les fractures périphériques. Ceci peut en partie expliquer les faibles valeurs observées. Après standardisation, on trouve une prévalence moyenne de 19 [18,5 ; 19,4 ] (Tableau 8). Comme pour la ménopause précoce, les fréquences observées pour les classes d âge [65 ; 70] ans et [70; 75] ans (Tableau ) sont fondées sur de très faibles effectifs (,) et apparaissent nettement plus basses que celles des autres études. Finalement, pour tous les facteurs de risque sauf pour les antécédents personnels de fracture on trouve plus de différences entre les études qu entre les classes d âge. Par ailleurs, les études incluant des femmes d âges souvent très différents (par exemple > 75 ans pour EPIDOS et < 65 pour E3N) il est impossible de différencier l effet âge de l effet cohorte. En outre, les classes d âge [6570 et [7075 sont peu documentées. Les pathologies inductrices d ostéoporose retenues par l Anaes n ont pu être renseignées de façon satisfaisante par les différentes sources de données. Après avoir analysé la prévalence de chaque facteur de risque isolément, il était important de tenir compte de la coexistence possible de plusieurs facteurs de risque chez certaines femmes. Ceci nous a conduit à la nécessité d estimer la prévalence globale des femmes à risque d ostéoporose, selon la nature et le nombre des facteurs de risque. La prévalence des femmes présentant au moins un facteur de risque varie de 1,7 dans l étude PAQUID à 30,9 dans l étude EVA (Tableau 5). Lorsque les résultats sont examinés par classe d âge pour chaque cohorte on observe dans la plupart des études une augmentation de la proportion des femmes présentant au moins un facteur de risque avec l âge (Tableau 6). On remarque de très grandes variations entre lesétudes pour des classes d âge identiques. Chez les femmes de plus de 80 ans, on observe les mêmes discordances entre les deux cohortes de femmes âgées (PAQUID et EPIDOS). La cohorte dans laquelle le pourcentage des femmes présentant autres est constituée de femmes résidant en Dordogne et en Gironde. On ne peut néanmoins tirer des conclusions sur de réelles différences entre les régions chaque cohorte n étant pas forcément représentative des femmes de la région. La prévalence globale des femmes de plus de 50 ans ayant au moins un facteur de risque dans notre échantillon passe de 30,16 à 7,44 avec au moins deux facteurs de risque. Cette prévalence est très influencée par les classes d âge [65 70 et [7075 qui sont peu renseignées. Elles sont représentées par PAQUID et EVA qui ne renseignent que deux facteurs de risque et par qui concerne cinq facteurs de risque mais qui a des effectifs très petits. Par exemple, la classe d âge [6570[ ne représente que 8 de l effectif de cette classe d âge. L «effet cohorte» joue un rôle dans l interprétation des résultats. Cependant, on ne met pas en évidence d «effet âge». Ainsi, les résultats obtenus permettent de donner une première estimation de la prévalence des différents facteurs de risque retenus par l ANAES avec un intervalle de crédibilité et par conséquent du nombre de femmes à risque d ostéoporose en France à partir d un échantillon non-représentatif de plus de 50 000 femmes de 50 ans et plus. Il existe des différences significatives entre les études qui rappellent que ces estimations sont soumises à des biais de recrutement et aux fluctuations d échantillonnage. Néanmoins, même une étude sur un échantillon «représentatif» ne permettrait qu une estimation imprécise du nombre réel d examens susceptibles d être prescrits car il dépend non seulement de l existence de facteurs de risque mais également du comportement des femmes vis-à-vis de leur santé et de la présence d un traitement hormonal substitutif. Remerciements Les auteurs tiennent à remercier les responsables des neuf études de cohortes et l Assurance Maladie pour leur collaboration sans laquelle ce travail aurait été impossible. Plus particulièrement, il s agit pour l étude E3N de la responsable d équipe Françoise Clavel- Chapelon et de Valérie Avenel, statisticienne ; pour l étude EPIDOS, des responsables de l étude Gérard Bréart, Pierre Meunier ; pour l étude ESTEV, du responsable d unité Denis Hemon et le responsable d étude Francis Derriennic ; pour l étude EVA, de la responsable unitéannickalperovitch et de la responsable d étude Claudine Berr ; pour l étude GAZEL, de la responsable d unité Marcel Goldberg ; pour l étude MONICA, du responsable d unité Pierre Ducimetière ; pour l étude, du responsable d unité Pierre Dominique Delmas, pour l étude PAQUID du responsable d unité Roger Salamon et du responsable d étude Jean-François Dartigues ; pour l étude POLA, de la responsable d unité Laure Papoz et de la responsable d étude Cécile Delcourt ; pour les données de la Caisse régionale d assurance maladie, du médecin directeur Pierre Vermorel et de la statisticienne Valérie Tainturier. Cette étude a été possible grâce au soutien financier de la Direction générale de la santé. Annexe 1 Nous avons identifié les cohortes suivantes : 1) Étude E3N, Étude épidémiologique de femmes de la MGEN, unité Iserm XR 51, institut Gustave-Roussy, 94805 Villejuif cedex, responsable d équipe Françoise Clavel-Chapelon. ) Étude «Effets sur la santé de l exposition aux sous produits de l eau»*, Unité Inserm U 40,f aculté de médecine, 54505 Vandoeuvre Les Nancy, responsable d unité Jean-Marie MUR, responsable d étude Rachel Nadif. 3) Étude EPIDOS, Unité Iserm U 403, hôpital Edouard- Herriot, pavillon F, 69003 Lyon, responsables de l étude Gérard Breart, Pierre Meunier. 4) Étude ESPRIT*, unité Iserm U 9930, CRLC-Val- D aurelle, 3498 Montpellier cedex, responsable d unité Karen Ritchie. 5) Étude ESTEV, évolution des déficiences en fonction de l âge et des caractéristiques physiques et organisationnelles de cours au la vie active, unité Iserm U 170,94807 Villejuif cedex, responsable d unité Denis Hemon, responsable d étude Francis Derriennic. 6) Étude EVA, étude des trois cites, unité Iserm U 360, GH Pitié-Salpêtrière, 75651 Paris cedex 13, responsable d unité Annick Alperovitch, responsable d étude Claudine Berr. 7) Étude GAPIC*, unité Iserm U 55 (génétique épidémiologique et moléculaire des pathologies cardiovasculaires), faculté de médecine Pitié-Salpêtrière, 75634 Paris cedex 13, responsable d unité François cambien, responsable d étude S. Blankenberg. 8) Cohorte GAZEL, unité Iserm U 88, hôpital national Saint-Maurice, 94415 Saint-Maurice cedex, responsable d unité Marcel Goldberg. 9) Étude «Les femmes dans la ville»: épidémiologie en santé périnatale&santé des femmes, unité Iserm U149, hôpital Tenon, 75970 Paris cedex 0, responsable d unité Gérard Breart. 10) Étude mastopathies bénignes et risque de cancer du sein*, unité Iserm U 51, institut Gustave-Roussy, 94805 Villejuif cedex, responsable d unité Catherine Bonaiti, responsable d étude Monique Le. 11) Étude MONICA, unité Iserm U 58, hôpital Paul- Brousse, 94807 Villejuif cedex, responsable d unité Pierre Ducimetiere. 1) Étude, Unité Iserm U 403, Hôpital E. Herriot, pavillon F, 69003 Lyon, responsable d unité Pierre Dominique Delmas 13) Étude PAQUID, unité Iserm U 0, université Victor- Segalen, 076 Bordeaux cedex, responsable d unité Roger Salamon, responsable d étude Jean-François Dartigues. 14) Étude POLA, unité Iserm U 500,34093 Montpellier cedex 05, responsable d unité Laure Papoz, responsable d étude Cécile Delcourt. 15) Étude SUVI MAX ( Supplémentation envitamines et Minéraux Antioxydants), institut scientifique et technique de la nutrition et de

l alimentation, 75003 Paris, investigateur principal Serge Hercberg. 16) Données de l assurance maladie, caisse régionale d assurance maladie, 69436 Lyon cedex 03, médecin directeur Pierre Vermorel, statisticienne Valérie Tainturier. Références [1] Espallargues M, Sampietro-Colomb L, Estrada MD, Sola M, Del Rio L, Setoain J, et al. Identifying bone-mass-related risk factors for fracture to guide bone densitometry measurements: a systematic review of the literature. Osteoporos Int 001;1:811. [] Tromp AM, Ooms ME, Popp-Snijders C, Roos JC, Lips P. Predictors of fractures in elderly women. Osteoporos Int 000;11:13440. [3] Cummings SR, Nevitt MC, Browner WS, Stone K, Fox KM, Ensrud KE, et al., Study of Osteoporotic Fractures Research Group. Risk factors for hip fracture in white women. N Engl JMed 1995;: 76773. [4] De Laet CE, van Hout BA, Burger H, Hofman A, Pols HA. Bone density and risk of hip fracture in men and women: cross sectional analysis. BMJ 1997;315:15. [5] Agence Nationale d Accréditation et d Évaluation en Santé. Les indications des mesures quantitatives du tissu osseux : actualisation. Paris: Anaes; 000. [6] Kanis JA, Devogelaer JP, Gennari C. Practical guide for the use of bone mineral measurements in the assessment of treatment of osteoporosis: a position paper of the European Foundation for Osteoporosis and Bone Disease. Osteoporos Int 1996;6:56. [7] Kanis JA, Delmas P, Burckhardt P, Cooper C, Torgeson D. Guidelines for diagnosis and management of osteoporosis. Osteoporos Int 1997; 7:390406. [8] Genant HK, Cooper C, Poor G, Reid I, Ehrlich G, Kanis J, et al. Interim report and recommandation of theworld Health Organization task force for osteoporosis. Osteoporos Int 1999;10:5964. [9] Catalan Agency for Health Technology Assessment. Guidelines for the indication of bone densitometry in the assessment of fracture risk. Barcelona: CAHT; 1999. [10] National Osteoporosis Foundation. Physician s guide to prevention and treatment of osteoporosis.washington (DC): NOF; 1998. [11] National Institutes of Health. NIH Consensus Development Conference on osteoporosis prevention diagnosis and therapy, march 79,000. Bethesda (MD): NIH; 000. [1] National Institutes of Health. Osteoporosis prevention, diagnosis and therapy. Consensus Development Conference, march 7 9,000. JAMA, 58. 001. p. 78595. [13] American Association of Clinical Endocrinologists. AACE clinical practice guidelines for the prevention and treatment of postmenopausal osteoporosis. Jacksonville (FL): AACE; 1996. [14] «L ostéoporose chez les femmes ménopausées et chez les sujets traités par corticoïdes : méthodes diagnostiques et indications». Agence nationale d accréditation et d évaluation en santé/service recommandations et références professionnelles/avril 001. [15] Clavel-Chapelon F, Jadand C, Goulard H, Guibout-Peigne C. E3N a cohort study on cancer risk factors in MGEN women. Description of protocol, main characteristics population. Bull Cancer 1996;8:8 13. [16] Schott AM, Cormier C, Favier F, Hausberr E, Dargent-Molina P, Delmas PD, et al. How hip and whole-body bone mineral density predict hip fracture in elderly women: the EPIDOS Prospective Study. Osteoporosis Int 1998;8:4754. [17] Derriennic F, Touranchet A, Volkoff S, editors.aˆ ge Travail Santé Études sur les salariés âgés de 37 à 5 ans, Enquête ESTEV 1990. Paris: Questions en Santé Publique, Éditions Inserm; 1996. [18] GourletV,Verdier-Taillefer MH, Berr C. Traitement hormonal substitutif chez les femmes de plus de 60 ans (cohorte EVA) : Analyse descriptive et étude des relations avec le fonctionnement cognitif. Année Gérontologique 000:17486. [19] Ringa V, Ledesert B, Breart G. Determinants of replacement therapy among postmenopausal women enrolled in the French GAZEL cohort. Osteoporosis Int 1994;4:160. [0] Arlot ME, Sornay-Rendu E, Garnero P, Vey-Marty B, Demas PJ. Apparent pre-postmenopausal bone loss evaluated by DXA at different skeletal sites in women : the cohort. J Bone Miner Res 1997;1:68390. [1] Lascaux-Lefebvre V, Ruidavets J, Arveiler P, Amouyel P, Haas B, Cottel D, et al. Influence of parental history of hypertension on blood pressure. Hum Hypertens 199;13:6316. [] Dartigues JF, Gagnon M, Barbeger-Gateau P, Letenneur L, Commenges D, Sauvel C, et al. The PAQUID Epidemiological Program on Brain Aging. Neuroepidemiology 199;11(Suppl 1):148. [3] Delcourt C, Diaz JL, Ponton-Sanchez A, Papoz L, the Pola Study Group. Smoking and age-related macular degeneration: the POLA Study. Archives of Ophthalmology 1998;116:10315. SFR - N. Amamra et al. / Revue du Rhumatisme 71 (004) 790800