- Plusieurs indicateurs sont disponibles pour suivre la mortalité
par suicide en CFB : le taux brut pour 100.000, les taux spécifiques
par âge, les taux ajusté pour l'âge et le sexe, enfin
les années potentielles de vie perdues (APVP). Ce dernier a l'avantage
de mieux refléter l'importance du suicide en tant que question de
santé publique prioritaire. Toutefois il est moins utile en
ce qui concerne le pilotage du suicide dans la population en général
et dans certains groupes d'âges en particulier; en d'autres
termes, les années potentielles de vie perdue constitue un
indicateur utile pour prioriser les problèmes de santé, mais
pas pour les piloter. Une réduction du nombre d'années
potentielles de vie perdue peut indiquer soit une réduction de la
mortalité soit son report vers les âges ultérieurs.
Le taux standardisé par âge nous paraît plus utile en
ce qui concerne le pilotage et sera donc l'indicateur retenu.
Les données sont issues des statistiques INS/IHE. Ces données présenteraient une légère sous-estimation du taux réel de suicides, qui serait de l'ordre de 23/100.0001 . La Figure 4-2 ci-contre permet d'apprécier l'évolution récente de la mortalité par suicide qui, après une forte augmentation à partir de 1974, entame une diminution dès 1985 et qui s'opère dans les trois régions du pays. Notons, toutefois, que la région wallonne est nettement plus affectée que les autres régions (voir Figure 4-2).
Figure 4-2. Le suicide en Belgique et dans ses Régions :
présentation chronologique (source : INS-IHE).
La Figure 4-3 permet de comparer la Belgique avec ses voisins immédiats.
: notre pays se trouve parmi les plus affectés par le suicide, même
si l'augmentation entre 1974 et 1984 toucha plusieurs autres pays européens.
Figure 4-3. Le suicide dans quelques pays de l'UE : présentation
chronologique.
4.3.2.
La prévalence de dépression sur 3 mois et la récidive
de la dépression.
- Il y a relativement peu de données épidémiologiques
récoltées par enquête sur la santé mentale en
Belgique, à l'exception de certaines enquêtes ponctuelles
touchant à des publics spécifiques comme les chômeurs2
ou les jeunes3
. Nous avons utilisé les données du panel de démographie
du point d’appui Panel Démographie familiale4
. L’échelle comporte 16 items dans la vague de 1992 et 17 dans les
vagues ultérieures (18 dans la version originale). L’échelle5
mesure la symptomatologie dépressive (mineure ou majeure) ; elle
fut conçue par Moos R. et Cronkite dans le cadre du Laboratoire
d'Ecologie Sociale de Stanford. Elle dispose de propriétés
psychométriques satisfaisantes (Cronbach a= 0.92; Bonne corrélation
avec d'autres échelles comme celle de Beck et la CES-D). Elle
n’a toutefois pas encore été étalonnée chez
nous, de sorte que la spécificité et la sensibilité
du test ne sont pas connues pour la Belgique. La prévalence
de dépression est estimée par la proportion de personnes
disposant d’un score supérieur ou égal à 29/72.
Ce score correspond à la moyenne des patients déprimés
moins une déviation standard, sur base des résultats nord-américains.
Les estimations pour la Belgique intègrent une poststratification
sur la région. Toutes les estimations sont ajustées
pour tenir compte de l'effet âge (la dépression augmente avec
l'âge) et sexe (dépression plus élevée chez
les femmes).
Figure 4-4. La dépression en Belgique : présentation
chronologique et par Région.
La prévalence concerne les trois derniers mois précédent l'enquête (printemps 1992, 1993, 1994) et touche la population des 16 ans et plus non-institutionnalisée, ce qui provoque probablement une légère sous-estimation de la prévalence globale. La Figure 4-4 met en évidence une relative stabilité des résultats due, en partie, au fait qu'il s'agit d'un panel, donc de personnes qui sont enquêtées plusieurs fois. Le changement d'échelle entre 1992 et 1993-1994 (un item a été éclaté en deux sous-items) peut peut être expliquer une partie de la variation entre ces deux dates.
Les prévalences de dépression mentionnées dans
la Figure 4-4 sont proches de celles produites par des études antérieures
en Belgique : 19% chez les jeunes de 16-21 ans en 19866
, 23 % chez les jeunes en 19947
. Les données présentées ici concernent toutefois
un public plus large.
L'intérêt du panel pour suivre la problématique
de la chronicité de la dépression est évident.
C'est pourquoi le deuxième indicateur proposé est la proportion
de personnes présentant, deux années de suite deux symptomatologies
dépressives : c'est un bon proxy de l'importance des dépressions
de longue durée. Ce deuxième indicateur est donc la proportion
d'adultes de 16 ans et plus qui, ayant présenté des
symptômes dépressifs en l'année t (soit plus ou moins
1100 personnes) présentent en l'année t+1 les mêmes
symptômes. Un test de chi-carré a permis de contrôler
que l'attrition observée en l'année t+1 soit indépendante
du statut dépressif ou non-dépressif en l'année t.
Au cas contraire, les estimations auraient dû être corrigées
pour tenir compte de cette attrition non-aléatoire.
La Figure 4-5 présente les résultats pour les transitions
des années 1992-1993 et des années 1993-1994. Il est à
noter que la moitié des personnes dépressives en l'année
t le restent en l'année t+1. La réduction de ce taux
constitue un objectif important de pilotage de la prévention de
la santé mentale.
Figure 4-5. La récidive de la dépression en Belgique.
Deux indicateurs seront donc retenus :
- 1. La prévalence de dépression dans l'ensemble
de la population de 16 ans et +.
2. La Proportion de personnes manifestant pour la deuxième année consécutive une symptomatologie dépressive sur base de l'échelle de MOOS et après ajustement éventuel pour attrition.
4.3.3.
Inégalité sociale de la santé Mentale
- a. La dépression et le chômage.
Le niveau de dépression varie avec le statut socio-professionnel des individus8 . Nous avons retenu comme indicateur d’inégalité socio-économique, le ratio suivant : taux de dépression des chômeurs / taux de dépression des actifs non chômeurs. Cet odd ratio est calculé par loglinéaire en contrôlant l'effet sexe, l'âge et la région. En d'autre termes, l'odd ratio des chômeurs par rapport aux autres est net de l'effet sexe (les femmes chôment plus) et âge (la dépression augmente avec l'âge). Sur les trois années disponibles, une surdépression entre 25 et 30% apparaît clairement et est statistiquement significative pour les trois années considérées. Elle est toutefois plus faible que celle observée dans une étude belge antérieure9 .
Figure 4-6. Ratio du taux de dépression chez les chômeurs
/ non-chômeurs actifs.
Deux indicateurs sont proposés en ce qui concerne l'inégalité
sociale de la santé mentale :
- 1. Le ratio de dépression chez les chômeurs par rapport
aux actifs et inactifs non-chômeurs (Figure 4-6)
2. L'indice de concentration socio-économique de la santé mentale (voir Figure 9-6, page 121).
b. Taux de suicide et insertion socio-économique.
La relation entre le taux de suicide et l’insertion socio-économique des individus a été mise en exergue dans le cas de la Belgique : 56% des tentatives de suicide et 41% des suicides touchent des personnes affectées par des conditions socio-économiques défavorables10 . Le manque de données au niveau individuel suggère de recourir aux données agrégées sur les arrondissements : surmortalité interquartile des arrondissements les plus affectés par le chômage par rapport à la mortalité des arrondissements les moins affectés par le chômage (cfr section ci-dessous).
4.3.4.
Hospitalisation et services ambulatoires pour les problèmes de santé
mentale
- La diminution du recours aux hospitalisations de longue durée
est de plus en plus perçue comme un objectif important dans le traitement
de problèmes de santé mentale, afin de maintenir au maximum
l'individu dans son milieu de vie. Il est clair que cet objectif
ne serait adéquatement piloté que par des données
sur le type de traitement (ambulatoire, semi-résidentiel, hospitalier,...)
dont bénéficient les individus. Nous disposons d'un proxy
plus ou moins heureux : la durée de séjour moyenne en hôpital
psychiatrique. Ainsi que l'indique la figure ci-dessous, la durée
de séjour a fortement diminué au cours des dernières
années. La plus grande précaution est cependant de
rigueur vu les politiques de réduction de capacité qui ont
prévalu durant cette même période.
Figure 4-7. Durée moyenne des hospitalisations psychiatrique
en Belgique.
La vulnérabilité des problèmes de santé mentale aux différents services de santé mentale (que se soit de l'accueil de crise, de l'hospitalisation, de la consultation en ambulatoire) pourrait être suivie par des données de Catamnèse11 sur des patients. Le "devenir à long terme" des patients admis dans un centre de crise a fait l'objet de travaux qui permettent d'apprécier la mortalité, la morbidité, le devenir social des patients alcooliques ou toxicomanes12 après 4 ans : sur un échantillon de 85 patients alcooliques, les chercheurs mettent en évidence une mortalité de 11.8%, une aggravation de la consommation de produit dans 50% des cas retrouvés et vivants, un score symtpomatique de mauvais à très mauvais dans 57.1% des cas et, finalement, un score social mauvais pour 54.7% . Cela témoigne d'un devenir largement problématique pour ce type de patient.
Toutefois, si la catamnèse constitue un input stratégique pour un tableau de bord en promotion de la santé mentale, les données actuellement disponibles concernent des études trop ponctuelles, non-récurrentes et relatives à une catégorie spécifique de services (accueil de crise).
- Ces objectifs ont été ajoutés au tableau de bord
en santé mentale pour deux raisons : d'une part, ils constituent
des objectifs fondamentaux de la structure IMS/PMS en Communauté
française et, quoique dans une moindre mesure, des Centres
de Santé Mentale ; d'autre part, le niveau d'instruction est une
variable en relation étroite avec de nombreux problèmes de
santé (par exemple de la santé mentale, de la santé
du nourrisson ou des maladies cardio-vasculaires). L'insertion de
ces objectifs obéit donc à une double préoccupation
: prendre en compte les facteurs de santé et la spécificité
de la structure de promotion de la santé des jeunes en CFB.
Figure 4-8. Absentéisme scolaire en Belgique .
Figure 4-9. Retards Scolaires en Communauté française.
L'absentéisme scolaire a été calculé en utilisant les bases du panel de démographie familiale (vague 1 à 3). Il vaut la proportion de jours de présence théoriques sur les 3 derniers mois (soit environ 60 jours ) qui ont fait l'objet d'absence, d'une part, dans la population d'enfants fréquentant l'enseignement primaire et, d'autre part, dans la population des jeunes suivant l'enseignement secondaire et ayant moins de 16 ans (le panel n'enregistre pas l'absentéisme scolaire au-delà de 16 ans).
Figure 4-10. Disponibilité d'alcool : litres par habitant
et par an.
Le retard scolaire est la proportion d'élèves présentant
un retard d'âge scolaire d'au moins une année pour l'enseignement
primaire et secondaire. Le retard scolaire est défini sur base de
l'année de naissance de l'enfant par rapport au niveau scolaire
atteint : un enfant est déclaré "en retard" si son année
de naissance est inférieure à l'année théorique
correspondant à l'année de fréquentation (1984 pour
la première année primaire en 1990-91 par exemple). Il s'agit
d'un retard d'âge; cela ne correspond pas à la notion de redoublement,
bien qu'il soit hautement probable que les enfants en retard de deux ans
et plus soient en majorité des "doubleurs".
Figure 4-11. Mortalité par cirrhose du foie en Belgique
.
- Le CCAD effectue régulièrement une synthèse
des données disponibles sur les d'assuétudes13
et propose trois types de données récoltées en routine
selon leur origine. D'une part il existe des indicateurs sur la production,
la disponibilité et la consommation totale en Belgique qui permet
d'estimer une consommation moyenne par habitant. Cet indicateur a
l'avantage d'être fortement réactif à une évolution
de la consommation moyenne mais ne permet pas de cibler un
public fortement dépendant à l'alcool qui représente
une très faible fraction de la consommation totale.
En deuxième lieu, il existe certaines données de nature médicales, principalement celles sur la mortalité par cirrhose du foie (ICD9 = 571) . Le désavantage de ce dernier indicateur est qu'il n'est pas réactif à court terme : une politique de prévention n'apparaîtra au travers de ce clignotant que 5 à 6 ans plus tard. Son avantage est d'être fortement sensible car cette affection est fortement liée à la consommation d'alcool ; il n'est toutefois pas très spécifique car 30% des cirrhoses sont liées à la consommation d'alcool. . Nous le retiendrons dans la partie du tableau de bord liée aux assuétudes (voir La santé mentale, page 68) car il considéré conjointement par "Healthy People 2000" (objectif 4.2.) et "Health For All" (indicateur 991705) .
Un troisième source de données, de type judiciaire, est récoltée via les procès-verbaux d'accidents de la circulation ou de contrôle effectués par les services de la gendarmerie . Cet indicateur sera retenu dans la partie du tableau de bord liés aux accidents (page 66).
Deux indicateurs sont retenus ici
- · La consommation moyenne de litres d'alcool pur (100%)
par habitant.
· Taux de mortalité par cirrhose du foie. .
La dépendance à l'alcool sera piloté via la mortalité par cirrhose du foie (ICD9= 571) chez les moins de 65 ans en taux standardisé sur une population européenne (Figure 4-11 ).
L'enquête HIS permettra peut être de piloter la consommation
excessive d'alcool . Il est toutefois extrêmement difficile
de mesurer cet indicateur via un questionnaire .
