DOIT-ON UTILISE LA STANDADISATION DIECTE OU INDIECTE DANS L ANALYSE DE LA MOTALITÉ À L ÉCHELLE DES PETITES UNITÉS GÉOGAPHIQUES? DIECTION PLANIFICATION, ECHECHE ET INNOVATION UNITÉ ÉTUDES ET ANALYSES DE L ÉTAT DE SANTÉ DE LA POPULATION MAS 2005
AUTEUS Chrstne Muecke, résdente Communty Medcne Program, Unversté McGll Dens Hamel, agent de recherche socosantare Unté Connassance-survellance, Insttut natonal de santé publque du Québec Clermont Bouchard, agent de recherche Unté Études et analyses de l état de santé de la populaton, Insttut natonal de santé publque du Québec Jérôme Martnez, agent de recherche socosantare Unté Études et analyses de l état de santé de la populaton, Insttut natonal de santé publque du Québec obert Pampalon, agent de recherche socosantare Unté Études et analyses de l état de santé de la populaton, Insttut natonal de santé publque du Québec obert Chonère, coordonnateur Unté Études et analyses de l état de santé de la populaton, Insttut natonal de santé publque du Québec SOUS LA COODINATION DE obert Chonère, coordonnateur Unté Études et analyses de l état de santé de la populaton, Insttut natonal de santé publque du Québec MISE EN PAGE Karlyne Gulbeault, secrétare Unté Études et analyses de l état de santé de la populaton, Insttut natonal de santé publque du Québec Ce document est dsponble en verson ntégrale sur le ste Web de l Insttut natonal de santé publque du Québec : http://www.nspq.qc.ca. eproducton autorsée à des fns non commercales à la condton d en mentonner la source. CONCEPTION GAPHIQUE MAIE PIE OY DOCUMENT DÉPOSÉ À SANTÉCOM (HTTP://WWW.SANTECOM.QC.CA) COTE : INSPQ-2005-015 DÉPÔT LÉGAL 1 E TIMESTE 2005 BIBLIOTHÈQUE NATIONALE DU QUÉBEC BIBLIOTHÈQUE NATIONALE DU CANADA ISBN 2-550-44112-5 Insttut natonal de santé publque du Québec (2005)
Dot-on utlser la standardsaton drecte ou ndrecte dans l analyse de la mortalté à l échelle des pettes untés géographques? ÉSUMÉ La standardsaton de taux à partr des caractérstques démographques telles que l âge permet d effectuer des comparasons entre dfférentes populatons. Lorsqu elle est utlsée de façon approprée, cette méthode statstque peut notamment être utle pour dentfer les terrtores où allouer prortarement des ressources et cbler les nterventons. Toutefos, à l échelle de pettes populatons, comme celles des centres locaux de servces communautares (CLSC) au Québec ou des cantons en France, le calcul d ndcateurs basés sur des taux peut s avérer problématque en rason de l nstablté engendrée par les petts nombres. L ndce comparatf de mortalté (ICM), basé sur la méthode de la standardsaton ndrecte, est une mesure de mortalté fréquemment utlsée mas pouvant être soumse à des bas mportants. Le rapport de taux standardsé (TS), un ndce de mortalté mons connu, basé sur les méthodes de standardsaton drecte, a souvent été crtqué pour l mprécson des valeurs obtenues. Ce texte, en utlsant à fn d exemple les statstques sur le sucde au Québec par terrtore de CLSC, veut montrer que le TS peut présenter mons de bas méthodologques dans sa constructon mathématque que l ICM, tout en fournssant un degré de précson smlare. Insttut natonal de santé publque du Québec I
Dot-on utlser la standardsaton drecte ou ndrecte dans l analyse de la mortalté à l échelle des pettes untés géographques? TABLE DES MATIÈES 1 INTODUCTION...1 1.1 LA VAIABILITÉ DES TAUX...1 1.2 LA STANDADISATION PA L ÂGE...1 1.3 APPOT DE TAUX STANDADISÉ (TS) ET INDICE COMPAATIF DE MOTALITÉ (ICM)...3 1.4 ÉTUDE DE CAS : LE SUICIDE AU QUÉBEC...4 1.4.1 Calculs...5 1.4.2 Dfférences de rangs et sgnfcaton statstque...7 1.4.3 Dfférences dans les mesures de varaton...7 1.4.4 Interprétaton...8 1.5 UTILISATION DE LA STANDADISATION...9 2 CONCLUSION...11 3 ÉFÉENCES BIBLIOGAPHIQUES...13 ANNEXE 1 ANNEXE 2 EXEMPLE DE CALCUL DU APPOT DE TAUX STANDADISÉS (TS) ET DE L INDICE COMPAATIF DE MOTALITÉ (ICM)....15 APPOT DE TAUX STANDADISÉS, INDICE COMPAATIF DE MOTALITÉ, EEU-TYPE, COEFFICIENT DE VAIATION ET ANG POU LA MOTALITÉ PA SUICIDE, CLSC DU QUÉBEC, 1994-1998...21 Insttut natonal de santé publque du Québec III
Dot-on utlser la standardsaton drecte ou ndrecte dans l analyse de la mortalté à l échelle des pettes untés géographques? 1 INTODUCTION La mse en place à l échelle régonale et locale d nterventons en santé publque repose souvent sur des statstques qu vsent à mesurer l état de santé de populatons ayant de petts effectfs 1. Ces statstques sont partculèrement utles pour établr des prortés dans l allocaton des ressources, une opératon qu se déroule dans un cadre fnancer lmté. Dans l dentfcaton des terrtores à cbler prortarement, les populatons d une régon ou d une provnce donnée sont souvent comparées à l ade de taux. Toutefos, à l échelle des pettes untés admnstratves, le calcul des ndcateurs basés sur des taux (mortalté, morbdté, ncdence) peut s avérer problématque en rason de l nstablté engendrée par les petts nombres. Afn de rendre les taux comparables entre les pettes untés, l est donc nécessare de tenr compte à la fos de la structure par âge des populatons et de la varablté de ces taux 1. 1.1 LA VAIABILITÉ DES TAUX Même les taux calculés pour des populatons plutôt que pour des échantllons sont consdérés comme des estmatons et sont sujets à l erreur un taux observé pour une seule année peut être consdéré comme un échantllon ou une estmaton du taux réel pour une pérode de pluseurs années 2. Plus le numérateur du taux est pett, plus ce derner va être dffcle à estmer. Les taux basés sur de petts nombres peuvent ans fluctuer grandement d une année à l autre ou dfférer consdérablement d une pette unté à l autre, même en l absence de dfférences sgnfcatves. Les méthodes proposées pour contourner les problèmes statstques dus aux petts nombres suggèrent : d augmenter la talle du numérateur (par l agrégaton de données sur pluseurs années, le regroupement de catégores de varables ou l expanson de la zone géographque consdérée); de calculer des ntervalles de confance; d utlser le décompte des événements étudés plutôt que les taux dans le cas de très petts nombres; de rédure l nstablté des taux en utlsant des technques de lssage 3. 1.2 LA STANDADISATION PA L ÂGE Les taux bruts ne sont comparables que s la structure des populatons comparées est smlare pour des facteurs assocés aux événements de santé, tels que l âge et le sexe. Afn d élmner les dfférences de structure d âge, l exste prncpalement deux solutons : 1) calculer des taux par groupe d âge et comparer les taux des dfférentes populatons dans chacun des groupes d âge; 2) standardser les taux, c est-à-dre les ajuster pour tenr compte de l effet de l âge, permettant ans des comparasons entre dfférentes populatons, ou au sen d une même populaton à travers le temps. Deux méthodes de standardsaton sont proposées dans la lttérature : celle drecte et celle ndrecte 4. Le chox de la méthode de Insttut natonal de santé publque du Québec 1
Dot-on utlser la standardsaton drecte ou ndrecte dans l analyse de la mortalté à l échelle des pettes untés géographques? standardsaton à utlser devrat tenr compte des forces et fablesses de chacune d elles afn que son applcaton ne conduse pas à des nterprétatons erronées des résultats. La standardsaton drecte consste à applquer les taux par âge des populatons étudées à la dstrbuton par âge d une populaton de référence. Cette procédure reflète ce que le taux brut dans les populatons étudées serat s celles-c avaent la même dstrbuton par âge que la populaton de référence. Quoque cette forme de standardsaton sot couramment utlsée, elle comporte d mportantes lmtes lorsque le calcul mplque des petts nombres. L ndce obtenu en dvsant les taux de deux populatons standardsées selon la structure par âge d une même populaton de référence correspond au rapport de taux standardsés (TS) (schéma 1). Le rapport de taux standardsés 5 correspond à ce qu on utlse dans les textes anglas sous le nom de «comparatve mortalty fgure» 6 ou «standardzed rate rato» 7. Lorsqu on utlse au dénomnateur le taux standardsé de la populaton de référence, le TS correspond au rato du taux standardsé d une populaton donnée au taux brut de la populaton de référence : par exemple, le taux d une régon donnée, sexes réuns, pour la pérode 1994-1998, ajusté selon la structure par âge du Québec, sexes réuns, en 1996, dvsé par le taux ajusté ou le taux brut du Québec, sexes réuns, 1994-1998. Mentonnons c que le TS a reçu peu d attenton dans la lttérature épdémologque récente, ben que le taux standardsé selon la méthode drecte sot communément utlsé 8. D un autre côté, la standardsaton ndrecte est obtenue en applquant les taux par âge de la populaton de référence à la dstrbuton par âge de la populaton étudée. Cette procédure reflète, elle, ce que le taux brut de la populaton de référence serat s elle avat la même dstrbuton par âge que la populaton étudée. Le rapport obtenu en dvsant, la mortalté (taux brut ou décès observés) de la populaton étudée, au numérateur, par la mortalté (taux ajusté ou décès attendus) de la populaton de référence ajustée selon la structure par âge de la populaton étudée, au dénomnateur, correspond à l ndce comparatf de mortalté (ICM) (schéma 1). L ndce comparatf de mortalté 5 correspond à ce qu est appelé «standardzed mortalty rato» (SM) dans les textes de langue anglase 7 : un exemple serat, les décès observés dans la régon du Bas-Sant-Laurent en 1994-1998, dvsés par les décès attendus dans la même régon en applquant les taux par âge de l ensemble du Québec en 1994-1998 à la structure par âge du Bas-Sant-Laurent en 1996. Ce rapport est couramment utlsé en santé publque et en épdémologe pour des petts terrtores comme les centres locaux de servces communautares (CLSC), dont souvent de façon nadéquate. 2 Insttut natonal de santé publque du Québec
Dot-on utlser la standardsaton drecte ou ndrecte dans l analyse de la mortalté à l échelle des pettes untés géographques? Schéma 1 : Calcul du rapport de taux standardsés (TS) et de l ndce comparatf de mortalté (ICM) pour une pérode donnée TS A A t N ICM o, T, N a t n T n S la pérode de référence est en fat la même que la pérode étudée, on peut montrer que TS A O t T N N o tn ICM pusque N N a T n,. LÉGENDE Sous-populaton étudée Populaton de référence Taux d un groupe d âge donné Populaton d un groupe d âge donné Décès d un groupe d âge donné Décès observés totaux Décès attendus totaux ICM Décès attendus totaux TS t Pérode Pérode Pérode de référence d D, T, T D n N N, N, N n d tn Tn D, o T, a T A t N D O, N, O T N a n a,, Tn A, T, N A T N 1.3 APPOT DE TAUX STANDADISÉ (TS) ET INDICE COMPAATIF DE MOTALITÉ (ICM) Un artcle récemment publé a passé en revue les fablesses de l ICM et réntrodut le concept du TS comme une mesure synthétque plus approprée 9. Jusqu à présent, le TS a été peu utlsé parce que son calcul se fat à partr des taux par âge pour chaque zone étudée. Ces taux par âge ne sont pas toujours dsponbles ou sont consdérés comme mprécs. On pense souvent, encore, que l ICM est plus appropré pour des fns de planfcaton parce qu en pondérant selon la dstrbuton par âge de la populaton à l étude, l on obtent des taux qu sont drectement applcables à la populaton étudée 10. Cependant, les analyses à l échelle des terrtores ayant de petts effectfs sont mantenant devenues plus sophstquées 11 et un examen plus approfond des deux mesures révèle des dfférences méthodologques mportantes. Celles-c dovent être prses en consdératon lors du chox de la méthode de standardsaton et lors de l nterprétaton des résultats obtenus. Insttut natonal de santé publque du Québec 3
Dot-on utlser la standardsaton drecte ou ndrecte dans l analyse de la mortalté à l échelle des pettes untés géographques? Un regard sur les composantes de l ICM montre que le dénomnateur est basé sur les caractérstques de la populaton à l étude et que celu-c vare d une populaton à l autre. Par conséquent, l ICM d une populaton donnée n est pas standardsé relatvement à chacun des ICM des autres populatons comparées, malgré l utlsaton d une populaton de référence afn d obtenr des taux attendus. Cela n est pas un problème s la comparason porte sur la même populaton pour des condtons dfférentes. On peut donc comprendre que l ICM ne devrat pas être utlsé pour comparer dfférentes populatons entre elles, mas plutôt pour comparer la populaton d un terrtore donné à la populaton de référence. Cette lmte a été rarement relevée dans la lttérature épdémologque, de sorte que l ICM a été fréquemment utlsé de façon napproprée. En contreparte, dans le calcul du TS, le dénomnateur est basé sur les caractérstques de la populaton de référence et ce dénomnateur ne vare donc pas d une populaton à l autre dans les comparasons géographques. Breslow et Day 12 ont comparé le TS et l ICM en termes de varablté (précson) et de bas. En théore, l ICM devrat être une estmaton plus précse que le TS pusque l erreur-type dépend seulement des fluctuatons dans le nombre total de décès plutôt que dans le nombre de décès par âge. Ans, la varance de l ICM est généralement plus pette que celle du TS. L ICM pondère les rapports de façon optmale, en proporton nverse de leur précson statstque, alors qu avec le TS, les pods assocés peuvent être beaucoup plus grands. De prme abord, l ICM peut alors sembler plus appropré lorsque l échantllon est pett et que les questons de sgnfcaton statstque sont en jeu. L ICM comporte cependant une lmte mportante : l ICM de deux populatons à l étude ne peut être comparé drectement, ben que la même populaton de référence sot utlsée. En d autres termes, le rapport de deux ICM est dffclement nterprétable, alors que le rapport de deux TS consttue une comparason sensée des taux standardsés de deux populatons étudées. Pour cette rason, certans statstcens préfèrent utlser le TS. Le débat entre ICM et TS est partculèrement pertnent pour des zones ayant de pettes populatons, comme les terrtores de CLSC du Québec ou les cantons en France. Malgré un bas nhérent à la constructon de l ICM, la varance (nstablté) du TS peut être mportante lorsqu elle mplque des petts nombres et ne devrat pas être gnorée. La queston est alors de savor s la varance peut être suffsamment mnmsée. 1.4 ÉTUDE DE CAS : LE SUICIDE AU QUÉBEC Afn de comparer ces deux mesures synthétques dans l analyse des dspartés géographques de la mortalté, nous avons examné les taux de mortalté par sucde selon les terrtores de CLSC du Québec pour la pérode s échelonnant de 1994 à 1998. Le Québec est dvsé en 147 terrtores de CLSC dont la populaton vare de 3 853 (Tulattavk de L Ungava) à 139 859 (Sherbrooke) personnes. Pour l analyse des décès par sucde, nous avons analysé 146 CLSC. Un CLSC n a enregstré aucun sucde durant cette pérode. 4 Insttut natonal de santé publque du Québec
Dot-on utlser la standardsaton drecte ou ndrecte dans l analyse de la mortalté à l échelle des pettes untés géographques? Les données sur le sucde fournssent un exemple ntéressant d utlsaton de taux standardsés selon l âge car l exste un rsque dans la plupart des groupes d âges, et le nombre de cas à l échelle des CLSC est relatvement fable. Le Québec se caractérse par le plus mportant taux de mortalté par sucde parm les provnces du Canada 13 et un des taux les plus élevés parm les pays de l OCDE 14. Il est évdent, sute à la revue de lttérature précédente, qu l exste un bas nhérent à la constructon de l ICM et qu l ne devrat pas être utlsé pour comparer dfférentes sousrégons d une provnce. D un autre côté, l est mons sujet à l nstablté. Par conséquent, le prncpal objectf de cette analyse est de détermner s, dans le cas des données sur le sucde, les mesures de varaton pour le TS et l ICM sont suffsamment dfférentes pour recommander l utlsaton d une mesure partculère. 1.4.1 Calculs En utlsant l approche préconsée par Julous et al. 9, nous avons comparé l erreur-type, les ntervalles de confance et les dfférences de rangs des TS et des ICM pour chaque terrtore de CLSC. De plus, nous avons examné le coeffcent de varaton et les tests de sgnfcaton statstque pour ajouter du pods à nos affrmatons. Les calculs suvants utlsent les conventons présentées au schéma 1. Pour smplfer les calculs mas surtout afn de rendre les comparasons possbles entre le TS et l ICM dans ce présent document, les pérodes à l étude et de référence sont les mêmes. Nous avons donc utlsé la dstrbuton par âge du Québec en 1996, sexes réuns, comme populaton de référence. Et pour l ICM, nous avons utlsé les taux par âge du Québec, sexes réuns, pour la pérode couvrant les années 1994 à 1998. Des exemples de calcul du TS et de l ICM ans que des dfférentes mesures de précson assocées (erreur-type, ntervalle de confance, coeffcent de varaton, tests statstques) sont présentées en annexe. A) Erreur-type 9 Pour le TS, l erreur-type (ET TS ) a été calculée selon la formule 2 2 2 2 2 ( TS N D N ) N d n +,, ETTS. A, On peut démontrer sans perte de généralté que le deuxème terme du numérateur de la 2 2 2 formule précédente ( TS N D, N, ) devent néglgeable par rapport au premer lorsque la populaton étudée est très pette comparatvement à la populaton de référence. De plus, s la pérode de référence est en fat la même que la pérode étudée, alors on peut montrer que : N N, ET TS 2 N d O, n 2 2 N d n T N Pour l ICM, l erreur-type (ET ICM ) a été calculée selon la formule o tn ET ICM a T n 2 Insttut natonal de santé publque du Québec 5
Dot-on utlser la standardsaton drecte ou ndrecte dans l analyse de la mortalté à l échelle des pettes untés géographques? B) Coeffcent de varaton 16 Pour le TS, le coeffcent de varaton (CV TS ) a été calculé selon la formule CV TS ET TS TS N 2 A d n 2 N 2 d t N Pour l ICM, le coeffcent de varaton (CV ICM ) a été calculé selon la formule o ET ICM a 1 CV ICM ICM o o a C) Intervalles de confance 9 n 2 En utlsant la transformaton logarthmque (logarthme naturel ou népéren) et l approxmaton normale, les ntervalles de confance à 95 % pour l ICM et le TS ont été calculés selon les formules suvantes : Pour le TS, TS exp [ 1,96 ET TS TS ] pour la lmte nféreure et TS exp [ 1, 96 ET TS TS ] pour la lmte supéreure Pour l ICM ICM exp( 1,96 o ) pour la lmte nféreure et ICM exp( 1,96 o ) pour la lmte supéreure D) Sgnfcaton statstque Pour le TS et l ICM l hypothèse H 0 : TSCLSC 1 ( ou ICM CLSC 1) a été testée avec la statstque Z selon la formule ln( TSCLSC ) Z ETTSCLSC TS CLSC Pour l ICM, smplement substtuer «TS» et «ET TS» par «ICM» et «ET ICM». Les deux mesures TS et ICM ont été calculées en utlsant deux ensembles de catégores d âge : Standard 0-4, 5-14, 15-24, 25-44, 45-64, 65 ans et plus. 5-ans 0, 1-4, 5-9, 10-14, 15-19, ans de sute jusqu à 80-84, 85-89, 90 ans et plus. Cec nous a perms de vor à la fos s les résultats varaent selon la méthode de standardsaton et selon le nombre de groupes d âge. 6 Insttut natonal de santé publque du Québec
Dot-on utlser la standardsaton drecte ou ndrecte dans l analyse de la mortalté à l échelle des pettes untés géographques? 1.4.2 Dfférences de rangs et sgnfcaton statstque À partr des TS et ICM obtenus pour chaque terrtore de CLSC, les dfférences de rangs et les tests statstques ont été comparés. On constate tout d abord que le classement des CLSC change dans la plupart des cas lorsque l on utlse l ICM ou le TS (77 % pour le groupe d âge standard et 84 % pour le regroupement de 5 ans) (tableau 1). Alors que la plupart des changements dans les rangs sont très fables (1 à 3 places), dans près du quart des cas d entre eux on dénote des dfférences de plus de tros places. Les dfférences les plus extrêmes dans le classement des CLSC selon le TS et l ICM concernent les CLSC Bae James (16 ou 20 places selon le groupement d âge), Pays-d en-haut (14 places pour le regroupement de 5 ans) et Témscouata (12 places pour le regroupement standard). Tableau 1 : Dfférences de classement entre le TS et l ICM selon les catégores d âge retenues Dfférences de rang Groupes d âge de 5 ans N (%) Groupes d âge standards N (%) Plus que 3 places 43 (29 %) 30 (21 %) 1-3 places 80 (55 %) 83 (57 %) Aucune dfférence de rang 23 (16 %) 33 (23 %) Ben que ces dfférences de rangs semblent ndquer que ces deux statstques produsent des résultats quelque peu dfférents, lorsque chaque CLSC est comparé à la moyenne du Québec, on dénote un fort degré de concordance quant aux terrtores qu présentent des rapports sgnfcatvement plus élevés ou plus fables que celu de l ensemble du Québec. En fat, sauf pour le regroupement d âge par 5 ans pour le terrtore d Inuultsvk, les ntervalles de confance de l ICM et du TS se chevauchent pour chaque terrtore, ce qu suggère à nouveau que les dfférences qu mènent à des changements dans le classement ne sont pas assez mportantes pour être statstquement sgnfcatves. 1.4.3 Dfférences dans les mesures de varaton L erreur-type (ET) mesure la varablté du taux obtenu comme estmaton de la valeur réelle du taux pour la populaton dont l échantllon a été tré 16. Breslow et Day 12 démontrent que l ET de l ICM est généralement plus pette que celle du TS parce qu elle dépend seulement des fluctuatons dans le nombre total plutôt que dans les nombres de décès par âge. Dans l exemple retenu, l ET de l ICM est plus fable que celle du TS dans envron deux-ters des cas. Cependant, lorsque des dfférences extrêmes apparassent dans les valeurs de l ET (ET de l ICM et du TS dffèrent de plus de 25 %), c est plus souvent l ICM qu affche la plus haute valeur. Cela semble se produre dans les terrtores ayant de pettes populatons ou de petts nombres de décès par sucde observés. Le coeffcent de varaton est une mesure relatve de l erreur-type par rapport au taux, et est représenté sous forme de pourcentage 15. Sans égard aux regroupements par âge, pour l ICM et le TS à la fos, les 9 terrtores de CLSC présentant un coeffcent de varaton élevé Insttut natonal de santé publque du Québec 7
Dot-on utlser la standardsaton drecte ou ndrecte dans l analyse de la mortalté à l échelle des pettes untés géographques? (> 33 %) étaent dentques. Tous ces terrtores comptent mons de 10 cas de décès par sucde durant la pérode étudée et deux-ters d entre eux présentent de très pettes populatons comparatvement aux autres CLSC. Des dfférences mnmes ressortent quant à l dentfcaton des terrtores de CLSC affchant des coeffcents de varaton modérés (16,5-33 %) pour l ICM et le TS et ce, peu mporte le regroupement d âges retenu. 1.4.4 Interprétaton Cette comparason entre l ICM et le TS à partr des taux de sucde par CLSC montre que le TS n est pas mons fable que l ICM pour les pettes untés géographques. Ben que les ET soent plus souvent élevées dans le cas du TS, les dfférences les plus extrêmes sont davantage dues à de grands ET pour l ICM. Les coeffcents de varaton sont pratquement dentques pour les deux mesures. Les dfférences les plus notables entre le TS et l ICM sont observées pour le classement des CLSC. Pckle and Whte 16 ont déjà noté une dfférence sgnfcatve dans le classement entre les mesures ndrectes et drectes et ont affrmé qu une des tros condtons suvantes est nécessare afn que les deux mesures produsent des résultats dentques : 1) la répartton selon l âge dans la populaton étudée est semblable à celle de la populaton de référence; 2) les taux par âge de la populaton étudée sont dentques à ceux de la populaton de référence; 3) pour le classement par rang, les taux par âge des populatons étudées sont semblables et les structures par âge sont smlares, même s les taux peuvent ne pas être semblables à ceux de la populaton de référence En l absence de ces condtons, l semblerat que les résultats du TS soent plus convenables pour le classement pusqu ls sont calculés en utlsant des dénomnateurs comparables, contrarement aux ICM. Toutefos, le classement absolu obtenu à partr de ces statstques ne serat pas la melleure façon de détermner quels terrtores de CLSC devraent fare l objet d nterventons prortares, pusque les dfférences dans les valeurs absolues sont souvent relatvement pettes. Les méthodes permettant de mesurer les dfférences statstquement sgnfcatves représentent à notre avs une façon plus approprée d dentfer les terrtores nécesstant des nterventons prortares. Les terrtores de CLSC (N 9) enregstrant mons de 10 sucdes observés sur une pérode de 5 ans affchent les statstques les plus nstables. Il a été noté alleurs que les taux avec de petts numérateurs devraent être tratés sur une base ndvduelle c est-à-dre que les taux et rapports sont généralement très nstables et devraent être présentés comme tels, en utlsant des ntervalles de confance ou en supprmant les taux 3. La lttérature suggère un tel tratement en deçà du seul de 20 cas dans le numérateur 17,18. Dans l exemple présenté c, l en état vrament ans pour les CLSC ayant mons de 10 cas. Une comparason plus poussée du TS et de l ICM a été effectuée en examnant les taux de mortalté pour une autre cause de décès, les chutes accdentelles, avec de plus petts nombres de cas que le sucde et des rsques sgnfcatvement plus élevés dans les groupes 8 Insttut natonal de santé publque du Québec
Dot-on utlser la standardsaton drecte ou ndrecte dans l analyse de la mortalté à l échelle des pettes untés géographques? d âges plus âgés. Ben que les comparasons devenaent plus hasardeuses en rason du plus grand nombre de terrtores avec mons de 10 cas, les résultats généraux étaent smlares à ceux trouvés avec les données sur le sucde. 1.5 UTILISATION DE LA STANDADISATION Quelque sot le type de standardsaton et l ndce de mortalté retenus, l est mportant de mentonner brèvement quelques nconvénents nhérents à la standardsaton. La standardsaton ne devrat pas se substtuer à la comparason des taux par âge pusque ceux-c caractérsent la mortalté de la populaton étudée 15. Dans certanes stuatons, les taux standardsés peuvent masquer d mportantes tendances, peu mporte la méthode de standardsaton utlsée 19. De plus, la sélecton de la populaton de référence peut entraîner des varatons dans les taux standardsés, en partculer lorsque les taux par âge qu sont comparés ne présentent pas de relaton cohérente. Cela peut mener à une sur- ou sousestmaton des dfférences 17. Insttut natonal de santé publque du Québec 9
Dot-on utlser la standardsaton drecte ou ndrecte dans l analyse de la mortalté à l échelle des pettes untés géographques? 2 CONCLUSION En ce qu a trat aux ndces de mortalté par sucde ajustés selon l âge à l échelle des terrtores de CLSC : le TS n est pas plus mprécs que l ICM et cela même s de plus petts regroupements par âge sont utlsés; le TS présente mons de bas méthodologques que l ICM de par sa constructon; les terrtores de CLSC avec les plus pettes populatons ou ayant un nombre restrent de cas de sucde observés (mons de 10 cas de sucde observés) devraent être examnés ndvduellement et leurs taux devraent peut-être être supprmés en rason de l nstablté de ces petts nombres, surtout s les coeffcents de varaton sont supéreurs à 33 %. l utlsaton des groupes d âge détallés n entraîne pas de dfférence mportante dans les résultats, en partculer pour le TS. pusque le TS semble être une mesure plus adéquate que l ICM, l serat plus appropré de toujours prvléger la standardsaton drecte *. Ans, dans la comparason des CLSC ou des régons socosantares, les résultats présentés peuvent être alors les taux ajustés selon la méthode drecte ou les TS. Dans les deux cas, on peut cependant utlser le TS pour mesurer la sgnfcaton statstque des dfférences de taux entre le terrtore à l étude et la populaton de référence. Dans le cas du TS, l on teste l hypothèse que : Taux de la populaton à l étude Taux de la populaton de référence 1 alors que dans le cas d un test de dfférence de taux, l on teste l hypothèse que : Taux de la populaton à l étude - Taux de la populaton de référence 0 Dans les deux cas, l on obtent les mêmes résultats. Enfn, lorsque la populaton à l étude représente une proporton non-néglgeable de la populaton de référence, l est recommandé, dans le calcul du TS, de dvser le taux de la populaton à l étude par celu de la populaton de référence excluant la populaton à l étude. Ans, dans la comparason du taux ajusté de la régon de Montréal à celu du Québec, le TS serat obtenu en dvsant le taux de Montréal au taux du Québec excluant Montréal. * La Fédératon natonale des observatores régonaux de la santé a également prvlégé la standardsaton drecte à la standardsaton ndrecte dans une étude publée en 2004 sur les négaltés de santé en France à l échelle des cantons. Insttut natonal de santé publque du Québec 11
Dot-on utlser la standardsaton drecte ou ndrecte dans l analyse de la mortalté à l échelle des pettes untés géographques? 3 ÉFÉENCES BIBLIOGAPHIQUES 1. Stevenson JM, Olson D. «Methods for analysng county-level mortalty rates». Stat Med 1993; 12(3-4): 393-401. 2. Jougla E. «Tests statstques relatfs aux ndcateurs de mortalté en populaton». ev. Épdém et santé publ., 1997 : 45 (78-84) 3. Pennsylvana Department of Health. EpQMS Help Gudelnes for workng wth small numbers. Dsponble à l adresse : http://app2.health.state.pa.us/epqms/epqmshelp/dgepqmshelp.htm. Vsté le 29 janver 2004. 4. Janes G, Hutwagner L, Cates W, Stroup DF, Wllamson GD. «Descrptve epdemology: Analyzng and nterpretng survellance data». Dans : Teutsch SM and Churchll E, edtors. Prncples and Practce of Publc Health Survellance. 2 nd Ed. New York: Oxford Unversty Press; 2000, p. 112-167. 5. Last JM. Dctonnare d épdémologe. 4 th Ed. Edsem; 2004. 6. Fless JL. Statstcal Methods for ates and Proportons. 2 nd Ed. New York: John Wley & Sons; 1981. 7. Last JM. A Dctonary of Epdemology. 2 nd Ed. Oxford Unversty Press; 1988. 8. Curtn L, Klen J. Drect standardzaton (Age-adjusted death rates). Statstcal Notes no 6. Centers for Dsease Control and Preventon / Natonal Center for Health Statstcs; 1995. 9. Julous SA, Ncholl J, George S. «Why do we contnue to use standardzed mortalty ratos for small area comparsons?» J Publc Health Med 2001; 23(1): 40-46. 10. Klenman JC. Age-adjusted mortalty ndexes. Statstcal Notes for Health Planners no 3. Natonal Center for Health Statstcs; 1977. 11. Ellott P, Wakefeld JC, Best NG, Brggs DJ (Eds). Spatal Epdemology: Methods and Applcatons. Oxford: Oxford Unversty Press; 2000. 12. Breslow NE and Day NE. Statstcal Methods n Cancer esearch. Vol II: The desgn and analyss of cohort studes. Lyon: Internatonal Agency for esearch on Cancer; 1987. 13. Langlos S, Morrson P. «Sucde deaths and sucde attempts». Health eports 2002; 13(2): 9-22. Insttut natonal de santé publque du Québec 13
Dot-on utlser la standardsaton drecte ou ndrecte dans l analyse de la mortalté à l échelle des pettes untés géographques? 14. Chonère. La mortalté au Québec : Une comparason nternatonale. Québec : Insttut natonal de santé publque du Québec ; 2003. 15. Hennekens CH and Burng JE. Epdemology n Medcne. Boston: Lttle, Brown and Co.; 1987. 16. Pckle LW, Whte AA. «Effects of the choce of age-adjustment method on maps of death rates». Stat Med 1995; 14: 615-27. 17. Pennsylvana Department of Health. Health Statstcs Techncal Assstance (Small area analyss) Calculatng relable rates and standardzed ratos. Dsponble à l adresse : http://www.health.state.pa.us/hpa/stats/techassst/flow1a.htm Vsté le 14 janver 2004. 18. Klenman JC. Assessng the stablty of rates and changes n rates. Statstcal Notes for Health Planners no 2. Natonal Center for Health Statstcs; 1976. 19. Chan CK, Fensten A, Jekel JF, Wells CK. «The value and hazards of standardzaton n clncal epdemologcal research». J Cln Epdemol 1988; 41(11): 112 20. Fédératon natonale des observatores régonaux de la santé. Inégaltés cantonales de santé en France. Collecton «Les études du réseau des OS». Pars, 2004 14 Insttut natonal de santé publque du Québec
ANNEXE 1 EXEMPLE DE CALCUL DU APPOT DE TAUX STANDADISÉS (TS) ET DE L INDICE COMPAATIF DE MOTALITÉ (ICM)
Tableau 2 : Étape 1 : Calcul des taux par âge Dot-on utlser la standardsaton drecte ou ndrecte dans l analyse de la mortalté à l échelle des pettes untés géographques? Exemple de calcul du rapport de taux standardsés (TS) et de l ndce comparatf de mortalté (ICM) *. Le cas de la mortalté par sucde, sexes réuns, pour le CLSC Lac St-Lous durant la pérode 1994-1998. La populaton de référence est celle du Québec en 1996. Groupe d âge CLSC Lac St-Lous pour la pérode 1994-1998 Décès Populaton (1996 X 5) (d ) (n ) Québec pour la pérode 1994-1998 Décès (D, ) Populaton (1996 X 5) (N, ) Populaton de référence : Québec, 1996 Populaton (N ) CLSC Lac St-Lous (t ) Taux par âge Québec 1994-1998 (T, ) (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (1) (2) (3) (4) 0-4 0 25 115 0 2 301 610 460 322 0,000000 0,000000 5-14 0 56 625 85 4 611 740 922 348 0,000000 0,000018 15-24 4 49 160 1 139 4 874 500 974 900 0,000081 0,000234 25-44 5 112 710 3 127 11 986 725 2 397 345 0,000044 0,000261 45-64 8 95 385 1 970 8 244 785 1 648 957 0,000084 0,000239 65-74 4 26 780 395 2 623 520 524 704 0,000149 0,000151 75+ 1 20 300 232 1 727 085 345 417 0,000049 0,000134 Total 22 386 075 6 948 36 369 965 7 273 993 0,000057 0,000191 emarque : Comme l s agt dans cet exemple d une pérode de 5 ans, les effectfs de populaton ont été multplés par 5. Tableau 3 : Étape 2 : Calcul des décès attendus Décès attendus Erreur-type TS Groupe (A ) (A, I ) (a ) 1 er terme 2 e terme d âge (8) (9) (10) (11) (12) (6) x (5) (7) x (5) (7) x (2) (5) 2 x (1) / (2) 2 (5) 2 x (3) / (4) 3 0-4 0 0 0 0 0 5-14 0 17,00 1,04 0 3,40 15-24 79,32 227,80 11,49 1573,10 45,56 25-44 106,35 625,40 29,40 2262,07 125,08 45-64 138,30 394,00 22,79 2390,83 78,80 65-74 78,37 79,00 4,03 1535,56 15,80 75+ 17,02 46,40 2,73 289,53 9,28 Total 419,36 1389,60 71,48 8051,09 277,92 * Une verson électronque en format Excel de l exemple présenté c-dessus est dsponble à l adresse Web suvante : http://www.nspq.qc.ca/pdf/publcatons/364_standardsaton_exemple.xls Insttut natonal de santé publque du Québec 17
Dot-on utlser la standardsaton drecte ou ndrecte dans l analyse de la mortalté à l échelle des pettes untés géographques? Calcul du taux standardsé pour le CLSC Lac St-Lous 1994-1998 : A Somme des décès attendus (8) 419,36 100 000 5,77 cas Populaton totale de référence (5) 7 273993 pour 100 000 Calcul du taux standardsé pour le Québec 1994-1998 : Somme des décès attendus A, (9) Populaton totale de référence (5) 1 389,60 100 000 19,10 cas 7 273993 pour 100 000 Calcul du TS : Sommedes décès attendus A Sommedes décès attendus A, (8) (9) 419,36 100 30,18 1389,60 Taux standardsé pour le CLSC LacSt - Lous1994-1998 Taux standardsé pour le Québec1994-1998 5,77 100 30,18 19,10 Calcul de l ICM : Somme des décès observés d (1) Somme des décès attendus a (10) 22 71,48 100 30,78 Calcul non approxmatf de l erreur-type du TS : acne carrée de ((11) + ( TS Somme des décès attendus 2 (12))) (9) A, 8051,09 + 2 ( 0,3018 277,92) 100 6, 47 1389,60 Calcul approxmatf de l erreur-type du TS : acne carrée de (11) Somme des décès attendus A, (9) 8051,09 100 6,46 1389,60 Calcul de l erreur-type de l ICM : acne carrée de la somme des décès observés d (1) Somme des décès attendus a (10) 22 71,48 100 6,56 18 Insttut natonal de santé publque du Québec
Dot-on utlser la standardsaton drecte ou ndrecte dans l analyse de la mortalté à l échelle des pettes untés géographques? Calcul de du coeffcent de varaton du TS : Erreur - type du TS TS 6,46 30,18 100 21,40 % Calcul du coeffcent de varaton de l ICM : Erreur - type de l' ICM ICM 6,56 30,78 100 21,32% Calcul de l ntervalle de confance du TS : Lmte nféreure Lmte supéreure TS TS exp(1,96 CVTS TS 30,18 100 19,84 ) exp(1,96 0,2140) exp(1,96 CV ) 30,18 exp(1,96 0,2140) 100 45,90 Calcul de l ntervalle de confance de l ICM : Lmte nféreure exp(1,96 ICM Somme des décès observés d 30,78 (1) ) exp 1,96 ( 22 ) 100 20,26 Lmte supéreure ICM ( 22) 46, 74 exp( 1,96 Somme des décès observés d (1)) 30,78 exp 1,96 Sgnfcaton statstque : TS : Z ln ET ( TS ) ln( 0,3018) TS CLSC CLSC TS CLSC 5,60 0,0646 0,3018 ICM : ln Z ET ( ICM ) ln( 0,3078) ICMCLSC CLSC ICM CLSC 5,53 0,0656 0,3078 Insttut natonal de santé publque du Québec 19
ANNEXE 2 APPOT DE TAUX STANDADISÉS, INDICE COMPAATIF DE MOTALITÉ, EEU-TYPE, COEFFICIENT DE VAIATION ET ANG POU LA MOTALITÉ PA SUICIDE, CLSC DU QUÉBEC, 1994-1998
Dot-on utlser la standardsaton drecte ou ndrecte dans l analyse de la mortalté à l échelle des pettes untés géographques? TEITOIE DE CLSC Valeur ET CV ang TS ICM TS ICM TS ICM TS ICM ÉGION 1 - Bas-Sant-Laurent mousk-negette 116 116 15 15 13 13 93 93 Mtssen 108 110 24 24 22 22 80 81 Matane 119 117 23 22 19 19 99 94 Vallée 96 97 22 22 23 23 56 60 Basques 152 154 40 40 26 26 127 130 Témscouata 103 109 21 22 21 20 67 79 vères et Marées 136 136 21 21 15 15 115 113 Kamouraska 115 113 23 23 20 20 92 87 ÉGION 2 - Saguenay-Lac-Sant-Jean Cléophas-Claveau 130 133 23 24 18 18 104 111 Grand-Chcoutm 114 116 12 12 11 11 90 92 Jonquère 108 110 13 13 12 12 79 83 Prés-bleus 105 105 18 18 17 17 71 69 Mara-Chapdelane 121 124 21 22 18 17 101 101 Le Noros 106 110 14 15 14 13 74 82 ÉGION 3 Captale natonale Portneuf 151 153 19 19 12 12 125 129 Sante-Foy-Sllery-Laurenten 93 93 9 8 9 9 52 52 Haute-Vlle-des-vères 117 117 13 12 11 11 96 95 Basse-Vlle-Lmolou-Vaner 225 216 17 16 7 7 145 143 Haute-Sant-Charles 104 105 12 12 11 11 68 68 Orléans 107 107 10 10 10 10 77 74 La Source 96 96 10 10 11 11 57 57 Charlevox 111 111 19 19 17 17 85 85 ÉGION 4 - Maurce-Centre-du-Québec Sant-Maurce 159 157 32 32 20 20 134 133 Vallée-de-la-Batscan 102 97 21 20 21 20 66 61 Centre-de-la-Maurce 132 132 14 14 11 11 108 109 MC de Masknongé 82 82 19 19 23 23 37 37 Les Forges 106 107 12 12 11 11 75 73 Clouter-du vage 147 147 18 18 12 12 124 123 Ncolet-Yamaska 107 107 22 22 20 20 78 75 Les Blés d'or 110 108 25 24 22 22 84 77 Drummond 125 124 12 12 10 10 102 100 Suzor-Côté 133 133 15 15 11 11 111 112 Érable 134 132 24 24 18 18 112 108 Insttut natonal de santé publque du Québec 23
Dot-on utlser la standardsaton drecte ou ndrecte dans l analyse de la mortalté à l échelle des pettes untés géographques? TEITOIE DE CLSC (sute) Valeur ET CV ang TS ICM TS ICM TS ICM TS ICM ÉGION 5 - Estre Grant 130 129 26 25 20 20 105 105 MC d'asbestos 117 119 29 29 24 24 95 97 Haut-Sant-Franços 140 140 27 26 19 19 118 118 Val Sant-Franços 118 120 21 21 18 18 98 98 MC de Coatcook 137 146 29 31 21 21 116 122 Memphrémagog 115 115 18 18 15 15 91 90 Sherbrooke 109 109 9 9 8 8 82 78 ÉGION 6 - Montréal Lac Sant-Lous 30 31 6 7 21 21 3 2 Perrefonds 50 51 7 7 13 13 11 12 Veux La Chne 68 66 11 11 17 16 20 20 Ponte Sant-Charles 114 119 30 31 26 26 87 96 Verdun/Côte Sant-Paul 95 95 10 10 11 11 55 56 La Salle 35 35 7 7 20 20 6 6 vère-des-prares 51 50 11 10 21 20 12 10 Ponte-aux-Trembles/Montréal-Est 77 75 13 12 16 16 32 28 Mercer-Est/Anjou 93 93 11 11 12 12 53 53 Olver-Gumond 81 81 14 14 17 17 36 36 Hochelaga-Masonneuve 171 172 20 19 11 11 139 139 osemont 87 86 11 11 12 12 46 43 Sant-Léonard 59 60 9 9 15 15 16 17 Côte-des-Neges 53 54 7 7 12 12 14 14 ené-cassn 33 34 9 9 27 26 5 5 NDG/Montréal-Ouest 68 67 10 10 15 15 22 21 Métro 88 89 12 12 14 13 50 48 Sant-Lous du Parc 82 85 15 14 18 17 38 40 Sant-Henr 132 129 23 22 18 17 109 104 Montréal-Nord 98 98 11 11 12 11 60 62 Sant-Mchel 76 75 12 12 16 16 30 29 Ahuntsc 87 86 11 11 12 12 45 44 Notre-Dame de la Merc 50 51 10 10 20 20 10 13 Sant-Laurent 40 41 8 8 19 19 7 8 Faubourgs 212 211 22 21 10 10 143 142 Plateau Mont-oyal 118 115 15 14 13 13 97 89 Parc Extenson 32 31 11 10 33 33 4 3 Vlleray 97 94 13 12 13 13 59 54 La Pette Patre 101 102 14 14 14 14 62 66 24 Insttut natonal de santé publque du Québec
Dot-on utlser la standardsaton drecte ou ndrecte dans l analyse de la mortalté à l échelle des pettes untés géographques? TEITOIE DE CLSC (sute) Valeur ET CV ang TS ICM TS ICM TS ICM TS ICM ÉGION 7 - Outaouas Hull 105 107 13 13 12 12 72 72 Grande-vère 62 58 15 13 24 23 18 16 Gatneau 85 85 10 9 11 11 42 42 Pontac 113 111 25 24 22 22 86 84 Collnes 69 73 17 18 24 24 23 23 Vallée-de-la-Gatneau 191 190 31 31 17 16 142 141 Vallée de la Lèvre 153 151 24 23 16 15 129 125 Pette-Naton 151 152 33 32 22 21 126 127 ÉGION 8 Abtb-Témscamngue Témscamng 57 55 41 39 71 71 15 15 Sante-Famlle 75 75 24 24 32 32 27 30 Le Partage des Eaux 143 144 19 19 13 13 121 119 Aurores Boréales 145 144 26 26 18 18 123 120 Les Eskers 153 151 26 25 17 17 128 126 Vallée-de-l Or 182 185 21 21 11 11 141 140 ÉGION 9 Côte-Nord Nord-Côters 114 115 30 30 26 26 89 88 Mancouagan 165 166 22 22 13 13 137 138 Sept-vères 131 130 20 19 15 15 106 106 L Hématte 119 131 53 59 45 45 100 107 Mngane 131 138 44 46 34 33 107 116 Basse Côte Nord 40 37 29 26 72 71 8 7 ÉGION 10 Nord-du-Québec Bae-James 104 112 24 25 23 22 70 86 ÉGION 11 Gaspése-Îles-de-la-Madelene Bae-des-Chaleurs 46 43 16 15 35 35 9 9 Pabok 156 158 28 28 18 18 132 134 Mer et Montagnes 75 76 18 18 24 24 28 31 Îles 21 22 12 13 58 58 2 1 Haute-Gaspése 144 147 33 34 23 23 122 124 Malauze 75 74 23 22 30 30 25 26 Insttut natonal de santé publque du Québec 25
Dot-on utlser la standardsaton drecte ou ndrecte dans l analyse de la mortalté à l échelle des pettes untés géographques? TEITOIE DE CLSC (sute) Valeur ET CV ang TS ICM TS ICM TS ICM TS ICM ÉGION 12 - Chaudère-Appalaches Etchemns 143 138 29 28 21 20 120 117 MC Nouvelle-Beauce 157 156 26 26 16 16 133 132 Beauce-Sartgan 153 153 19 19 12 12 130 128 Beauce-Centre 167 165 31 31 19 19 138 137 Frontenac 162 164 19 19 12 12 135 135 MC Desjardns 109 109 15 15 13 13 83 80 Paul-Glbert 88 88 11 11 13 13 48 47 MC de Bellechasse 162 165 24 24 15 15 136 136 Arthur-Caux 155 154 25 25 16 16 131 131 MC de L'Islet 86 90 21 22 24 24 43 50 MC de Montmagny 216 220 30 31 14 14 144 144 ÉGION 13 - Laval Mlle-Îles 92 91 14 14 15 15 51 51 usseau-papneau 74 75 9 9 12 12 24 27 Margot 104 103 11 11 11 11 69 67 Sante-ose de Laval 85 85 9 9 11 11 40 41 ÉGION 14 - Lanaudère Autray 108 108 17 17 16 16 81 76 Mataw 142 145 20 20 14 13 119 121 Jolette 134 133 16 16 12 12 113 110 Montcalm 137 136 20 19 14 14 117 114 Lamater 78 76 10 9 12 12 33 32 Melleur 85 84 10 9 11 11 41 39 ÉGION 15 - Laurentdes Jean-Olver-Chéner 86 87 10 10 12 12 44 45 Thérèse-de-Blanvlle 83 83 9 9 11 10 39 38 Hautes-Laurentdes 136 137 20 20 15 15 114 115 Arthur-Bues 129 128 12 12 9 9 103 103 Pays-d'en-Haut 133 128 23 21 17 17 110 102 Tros Vallées 116 122 18 19 15 15 94 99 Argenteul 106 106 20 20 19 19 73 71 ÉGION 16 - Montérége La Presqu'Île 98 96 11 10 11 11 61 58 Huntngdon 114 115 22 23 20 20 88 91 Segneure de Beauharnos 106 106 14 14 13 13 76 70 Châteauguay 75 73 11 11 15 15 26 25 Jardn du Québec 97 97 21 21 22 22 58 59 Kater 61 61 9 9 15 15 17 18 26 Insttut natonal de santé publque du Québec
Dot-on utlser la standardsaton drecte ou ndrecte dans l analyse de la mortalté à l échelle des pettes untés géographques? Valeur ET CV ang TEITOIE DE CLSC (sute) TS ICM TS ICM TS ICM TS ICM ÉGION 16 Montérége Samuel-de-Champlan 64 65 8 8 12 12 19 19 Longueul-Ouest 101 102 12 12 12 12 63 65 Longueul-Est 87 89 12 12 14 13 47 49 Sant-Hubert 76 73 11 10 14 14 29 24 Segneures 68 69 9 9 13 13 21 22 Champagnat de la Vallée des Forts 80 80 9 9 12 12 35 35 Patrotes 52 50 8 8 15 15 13 11 cheleu 80 78 13 13 17 16 34 34 Havre 101 99 14 14 14 14 64 63 Maskoutans 88 87 11 11 12 12 49 46 Pommerae 101 101 15 15 15 15 65 64 Haute-Yamaska 94 94 11 11 12 12 54 55 MC d'acton 77 76 23 23 30 30 31 33 ÉGION 17 - Nunavk Inuultsvk 543 774 105 144 19 19 146 146 Tulattavk de L'Ungava 176 279 64 99 36 35 140 145 ÉGION 18 - Terres-cres-de-la-Bae-James Consel cr de la Bae-James 21 32 13 18 60 58 1 4 Insttut natonal de santé publque du Québec 27
N o de publcaton : 364