ARTICLE
Auteur(s) : Benoît Chardon1,
Sabine Host1, Agnès
Lefranc1, Frédérique
Millard2, Isabelle Gremy1
1Observatoire régional de santé d’Ile-de-France
21-23, rue Miollis, 75015 Paris
2Airparif 7, rue Crillon 75004 Paris
Article reçu le 3 Avril 2007, accepté le 26 Juin 2007
De nombreuses études épidémiologiques mettent en évidence des liens
à court terme, faibles mais significatifs, entre les niveaux
d’ozone rencontrés quotidiennement en zone urbaine et la mortalité
[1-4]. Ces liens sont généralement plus marqués pour des causes
spécifiques de mortalité telles que la mortalité cardio-vasculaire
et la mortalité respiratoire [5-7]. Des liens significatifs ont
également été observés avec la morbidité [8-11]. En raison de la
saisonnalité de la pollution photo-oxydante la plupart des études
épidémiologiques distinguent dans leurs analyses les saisons
hivernales des saisons estivales et montrent un effet sanitaire
plus important de la pollution photo-oxydante en été [12-14]. Sur
le plan toxicologique, des études ont montré une inflammation et
une altération des voies respiratoires suite à l’inhalation d’ozone
[15, 16]. Les indicateurs d’exposition à la pollution
photo-oxydante couramment utilisés dans le cadre des études
épidémiologiques sont construits à partir des niveaux d’ozone.
Trois indicateurs d’exposition ont ainsi pu être recensés dans les
études épidémiologiques portant sur ce thème : la
concentration horaire maximum de la journée rencontrée au cours de
la journée ; le maximum journalier des moyennes glissantes sur
8 heures ; et la moyenne journalière. Pour rendre compte
des effets sanitaires de l’ozone, l’Organisation mondiale de la
santé (OMS) recommande l’utilisation du maximum journalier des
moyennes glissantes 8 heures (O3-8h) [17].Cette
étude s’inscrit dans le cadre du programme Erpurs (Évaluation des
risques de la pollution urbaine sur la santé) et a pour objectif de
quantifier les effets sanitaires à court terme de la pollution
photo-oxydante pour causes respiratoires. Le programme Erpurs a été
mis en place par l’Observatoire régional de santé d’Ile-de-France
en 1990. Il a pour objectif la quantification des liens existant à
court terme entre les niveaux de pollution atmosphérique rencontrés
dans la région et l’état de santé de la population. Des travaux sur
les effets sanitaires de la pollution photo-oxydante ont déjà été
menés au sein de ce programme [18].L’étude des effets sanitaires de
la pollution photo-oxydante a été réalisée au moyen d’une analyse
écologique rétrospective de séries temporelles portant sur la
période 2000-2003. L’indicateur sanitaire pris en compte est le
nombre journalier d’admissions à l’hôpital pour maladies de
l’appareil respiratoire chez les plus de 15 ans. Comme pour
chaque étude du programme Erpurs, la zone d’étude est composée de
Paris et des trois départements de proche couronne (Hauts-de-Seine,
Seine-Saint-Denis et Val-de-Marne). La pollution par l’ozone touche
l’ensemble de l’Ile-de-France, et notamment sa partie rurale ;
cependant, pour des raisons d’homogénéité des niveaux de pollution,
il n’a pas été possible d’élargir la zone d’étude. L’homogénéité
des niveaux de fond de la pollution atmosphérique à l’intérieur de
cette zone justifie l’utilisation d’un indicateur d’exposition
global pour l’ensemble de la zone d’étude.
Objectif
Cette étude a pour objectif de déterminer le meilleur indicateur
d’exposition à la pollution photo-oxydante afin d’estimer au mieux
l’effet sanitaire en termes de morbidité respiratoire de ce type de
pollution. À partir de l’indicateur O3-8h
recommandé par l’OMS, les effets sanitaires de la pollution
photo-oxydante ont été modélisés de quatre manières différentes
permettant de prendre en compte les spécificités de formation de
l’ozone.
Construction des indicateurs d’exposition à la pollution
photo-oxydante
Mécanismes de formation de la pollution photo-oxydante
Le mécanisme complet de la formation d’ozone en atmosphère polluée
est d’une grande complexité [19]. L’ozone est un polluant dit
secondaire car il n’est pas émis directement dans la troposphère1 mais est formé à la suite de réactions
photochimiques2 qui mettent en jeu
d’autres polluants émis, eux, directement par des sources
anthropiques et naturelles. La formation d’ozone est notamment très
dépendante des concentrations des deux familles de précurseurs que
sont les oxydes d’azote (NOx) et les composés organiques volatils
(COV). Ces réactions sont par ailleurs catalysées par le
rayonnement solaire : d’une part, il permet les réactions de
photolyse3 à l’origine des radicaux
favorisant la formation d’ozone et, d’autre part, il accélère
certaines réactions dépendantes de la température en augmentant les
vitesses de réactions. Ainsi, plus le temps est ensoleillé, plus la
formation d’ozone est favorisée.
Le temps de vie de l’ozone étant de quelques jours dans la
troposphère, il peut donc être transporté à l’échelle continentale.
Ainsi, les dépassements du seuil correspondant au niveau
d’information en Ile-de-France (niveau horaire de
180 μg/m3) sont le plus souvent associés à un
phénomène de production photochimique à grande échelle spatiale. On
estime que la concentration en O3 observée en
Ile-de-France lors de dépassements du seuil d’information est liée
pour les deux tiers à un import d’ozone et pour un tiers seulement
à la production locale liée aux émissions de l’agglomération
parisienne.
Prise en compte des mécanismes de formation pour la
construction d’indicateurs d’exposition
L’objectif de cette étude est de déterminer, du point de vue de
l’étude des effets sanitaires, l’indicateur d’exposition à la
pollution photo-oxydante le plus pertinent. La figure 1 montre que le
niveau moyen journalier ne permet pas de prendre en compte la
grande variabilité circadienne des niveaux d’ozone. L’utilisation
du maximum journalier des moyennes sur 8h glissantes semble donc
plus appropriée pour la construction d’un indicateur d’exposition à
la pollution photo-oxydante. De même, compte tenu de la forte
corrélation entre le rayonnement solaire et la formation d’ozone
(les réactions de formation d’ozone étant de type photochimique),
l’exposition à la pollution photo-oxydante se produit
essentiellement l’été. Cette saisonnalité justifie l’analyse de
l’indicateur d’exposition à la pollution photo-oxydante uniquement
au cours des saisons chaudes. Enfin, compte tenu des relations
existant entre les niveaux de dioxyde d’azote et d’ozone, un
indicateur d’exposition prenant en compte la somme de leurs
concentrations est également intéressant à étudier.
Les effets sanitaires de la pollution photo-oxydante seront donc
estimés à partir de l’indicateur O3-8h sur l’année
entière, selon la saison, et à partir d’un indicateur prenant en
compte à la fois les niveaux d’ozone et les niveaux de dioxyde
d’azote.
Les données nécessaires à la construction des indicateurs
d’exposition ont été fournies par Airparif. Ces données sont
constituées par les valeurs horaires mesurées par les stations.
Seules les stations de fond du réseau fixe de mesures, c’est-à-dire
les stations « installées loin de toutes sources directes de
pollution (industrielle ou automobile) » et situées à
l’intérieur de la zone d’étude ont été sélectionnées. Les
variations d’un jour à l’autre des niveaux mesurés par ces stations
sont considérées comme représentatives des variations d’un jour à
l’autre de la moyenne des expositions individuelles pour la
population demeurant à l’intérieur de la zone d’étude.
L’indicateur ozone
L’ozone (O3) est le polluant indicateur classiquement
pris en compte pour l’étude des risques sanitaires liés à la
pollution photo-oxydante. Les concentrations en ozone sont ici
mesurées par spectrométrie d’absorption UV. Le nombre de stations
de mesure des niveaux d’ozone répondant aux critères d’inclusion
dans la présente étude est passé de 9 en 2000 à 11 en 2003.
L’indicateur d’exposition à l’ozone (O3-8h) correspond
au maximum journalier des moyennes sur 8h glissantes. Pour chaque
station et chaque jour, les moyennes sur 8h glissantes sont
estimées si au moins 75 % des valeurs horaires de la station
sont présentes sur 24h et au moins 75 % des valeurs horaires
sont présentes pour chaque plage de 8h. La plus grande de ces
moyennes sur 8h glissantes est ensuite sélectionnée et représente
l’indicateur journalier par station. Afin d’obtenir un indicateur
journalier unique sur l’ensemble de la zone d’étude, une moyenne
arithmétique des indicateurs par station est réalisée. La moyenne
journalière de l’indicateur O3-8h est de
57,6 μg/m3 sur l’ensemble de la période. Elle est
de 77,9 μg/m3 pour l’ensemble des périodes
estivales, et de 37,0 pour l’ensemble des périodes hivernales. La
canicule de 2003 (1er au 20 août 2003) se distingue
de l’ensemble des périodes estivales par des niveaux d’ozone bien
supérieurs.
L’indicateur combinant les niveaux de dioxyde d’azote et
d’ozone (indicateur OX)
L’indicateur OX a été construit dans le but d’être plus
représentatif des mécanismes qui sont à l’origine de la pollution
photo-oxydante. Cet indicateur a été obtenu à partir des niveaux
d’ozone et de dioxyde d’azote enregistrés par Airparif. Pour chaque
station de fond située dans la zone d’étude et mesurant
simultanément les deux polluants, les niveaux horaires des deux
polluants mesurés en μg/m3, ont été convertis en ppb
(partie par billion) afin de pouvoir les additionner. Cette
conversion a été obtenue en prenant en compte le taux de mélange
par volume de chaque polluant (1,91 pour le NO2 et 2
pour l’ozone) :
Une fois les valeurs OX horaires obtenues pour chacune des
stations, le principe de construction de l’indicateur OX-8h est
identique à celui de l’indicateur O3-8h. En moyenne, le
niveau de l’indicateur OX-8h est de 57,6 ppb sur l’ensemble de
la période. Il est de 80,6 ppb en été contre 37,0 ppb en
hiver. Les niveaux de l’indicateur OX-8h sont plus corrélés avec
ceux de l’indicateur ozone 8h qu’avec ceux de dioxyde d’azote
(moyenne sur 24h pour l’ensemble des stations) (coefficient de
corrélation respectivement de 0,83 contre 0,21).
Données sanitaires
Les données utilisées dans la présente étude sont issues des
informations recueillies par l’AP-HP dans le cadre du Programme de
médicalisation des systèmes d’information (PMSI). L’indicateur
sanitaire utilisé dans cette étude correspond au nombre journalier
de séjours pour causes respiratoires (code CIM10 : J00-J99)
enregistrés dans les établissements situés dans la zone d’étude
(Paris et proche couronne) et pour lesquels le code postal du
domicile du patient appartient à la zone d’étude. La sélection des
admissions a été réalisée sur le diagnostic principal contenu dans
le premier Résumé d’unité médicale (RUM), qui correspond à la
première unité de soin visitée par le patient, afin de se
rapprocher le plus possible du motif d’admission du patient. Les
enfants présentant des spécificités différentes du reste de la
population pour ce qui concerne les pathologies respiratoires,
seuls les séjours de personnes âgées de plus de 15 ans ont été
sélectionnés dans cette étude. On observe en moyenne
43 hospitalisations par jour sur l’ensemble de la période. Les
hospitalisations pour causes respiratoires montrent une
saisonnalité marquée, avec en moyenne 36 hospitalisations par
jour en été contre 50 en hiver.
Cofacteurs pris en compte
Les principaux facteurs pris en considération pouvant influencer
les indicateurs sanitaires et/ou d’exposition sont les
suivants :
- – les conditions météorologiques ;
- – les périodes d’épidémies de grippe ;
- – et les périodes de pollinisation.
Les données météorologiques utilisées dans cette étude ont été
fournies par Météo-France et sont issues des mesures effectuées sur
la station de Montsouris (Paris 14e). Il s’agit des
températures journalières minimales et maximales (°C) ainsi que de
l’humidité minimale journalière exprimée en pourcentage.
Les périodes d’épidémies de grippe entre 2000 et 2003
ont été fournies par le Grog (Groupe régional d’observation de la
grippe) Ile-de-France. Cinq périodes d’épidémies de grippe ont
ainsi été recensées entre 2000 et 2003. En plus des
périodes d’épidémies de grippe, le nombre d’appels journaliers
reçus par SOS Médecins Paris entre 2000 et 2003 ayant
pour motif une grippe ou un syndrome grippal a été recueilli. Les
données fournies par SOS Médecins permettent de déterminer
l’intensité de chaque épidémie.
Les comptes polliniques journaliers ont été obtenus auprès du
réseau national de surveillance aérobiologique (RNSA). Une
sélection des taxons les plus pertinents en termes de présence
pollinique en Ile-de-France et de pouvoir allergisant a été
effectuée : les pollens de bouleau, de platane, de frêne et de
graminées ont été ainsi retenus.
Modélisation
Des modèles additifs généralisés (Generalized Additive Model, GAM)
[20], qui sont une extension des modèles linéaires généralisés, ont
été employés pour mettre en œuvre une régression de Poisson prenant
en compte la surdispersion des données. Le principe de l’analyse
est d’étudier les liens entre les variations d’un jour à l’autre
des niveaux de pollution atmosphérique et les variations d’un jour
à l’autre du nombre d’hospitalisations. Afin d’estimer au mieux
cette relation, les facteurs de confusion potentiels ont été pris
en compte : cofacteurs énumérés précédemment, tendances
temporelles à long et moyen termes, jours fériés, jours de la
semaine et vacances scolaires. Les éventuels effets non linéaires
des variables explicatives ont été pris en compte grâce à
l’utilisation de fonctions de lissage [21] qui permettent un
ajustement plus souple aux données. Plusieurs modes d’introduction
des périodes d’épidémies de grippe dans le modèle ont été testés
[22]. Des décalages temporels allant jusqu’à trois jours avant la
date d’hospitalisation ont été testés pour chacune des variables
météorologiques. Les comptes polliniques n’étaient conservés dans
le modèle que s’ils diminuaient la valeur du critère d’Akaike4. La dernière étape de la modélisation
consistait en l’introduction de l’indicateur d’exposition à la
pollution photo-oxydante dans le modèle. Un seul indicateur
d’exposition était introduit par modèle (modèle mono-polluant).
Quatre indicateurs de la pollution photo-oxydante ont été
successivement testés :
- – l’indicateur O3-8h avec utilisation d’une
fonction de lissage, sans distinction de saison
(indicateur 1) ;
- – l’indicateur O3-8h introduit sous forme
d’un terme linéaire, en interaction avec la saison (été : du
1er avril au 30 septembre ; hiver :
du 1er novembre au 31 mars), afin de mettre en
évidence le comportement saisonnier de ce polluant. C’est la
méthodologie la plus classiquement utilisée pour l’analyse des
effets sanitaires de la pollution photo-oxydante
(indicateur 2) ;
- – l’indicateur O3-8h avec utilisation d’une
fonction de lissage de degré 1, et à 2 degrés de liberté.
Ces deux contraintes permettent, d’une part, d’ajuster les données
sur deux intervalles qui correspondraient aux périodes avec et sans
réactions photochimiques au sein de l’atmosphère et, d’autre part,
d’imposer à la fonction d’être linéaire sur chacun de ces
intervalles (indicateur 3) ;
- – l’indicateur OX-8h sur l’année entière avec
utilisation d’une fonction de lissage (indicateur 4).
L’ensemble des analyses statistiques a été réalisé à l’aide du
logiciel R [23]. Le choix des décalages et la manière
d’introduire les variables dans le modèle sont fondés sur la
minimisation du critère d’Akaike et l’autocorrélation partielle des
résidus. Ainsi, le modèle final contient la moyenne des
températures minimales du jour de l’événement sanitaire et des
trois jours précédents. Cinq variables binaires ont été introduites
dans le modèle pour rendre compte de chacune des épidémies de
grippe sur la période 2000-2003. Les pollens n’ont pas été
conservés dans le modèle.
Compte tenu des conditions environnementales exceptionnelles
observées au cours de la canicule d’août 2003 (température,
pollution photo-oxydante et particulaire), il a été décidé de ne
pas prendre en compte cette période dans l’analyse.
Liens à court terme entre le nombre d’hospitalisations pour
causes respiratoires des plus de 15 ans et la pollution
photo-oxydante
Effets sanitaires de l’ozone estimés sur l’année entière
(indicateur 1)
La forme de la relation exposition-risque obtenue est présentée à
la figure 2. On
obtient une association significative entre les niveaux
d’O3-8h moyennés sur le jour de l’événement sanitaire et
les trois jours précédents (0-3 jours) et le nombre
d’hospitalisations pour causes respiratoires des plus de
15 ans. La figure
2 montre une décroissance du risque sanitaire pour des
niveaux d’ozone compris entre 0 et 70 μg/m3
(niveaux rencontrés dans près de 70 % du temps) puis une
augmentation de ce risque pour des niveaux d’ozone supérieurs. Deux
« zones » peuvent ainsi être distinguées. L’une,
correspondant aux faibles niveaux d’ozone, et donc a priori
aux situations où l’activité photochimique dans l’atmosphère est
faible, se caractérise par une relation exposition-risque
relativement constante, voire décroissante entre les niveaux de
l’indicateur O3-8h et le risque d’hospitalisation.
L’autre, correspondant au contraire à des niveaux de l’indicateur
O3-8h plus élevés, et donc à des situations où
l’activité photochimique est présente, se caractérise par une
relation exposition-risque croissante.
Effets sanitaires de l’ozone estimés au cours de la saison
chaude (indicateur 2)
En définissant comme saison estivale la période allant du
1er avril au 30 septembre [12], les niveaux
d’O3-8h moyennés sur 4 jours (O3-8h,
0-3 jours) sont pour moitié inférieurs à
73,4 μg/m3. L’analyse des effets sanitaires de
l’ozone effectuée en distinguant les saisons montre d’une part que
les liens entre les niveaux d’O3-8h et les
hospitalisations diffèrent significativement selon la saison :
dans le modèle, le coefficient du terme d’interaction entre les
niveaux de l’indicateur O3-8h (0-3 jours) et la
saison est significativement différent de zéro. D’autre part, il
existe un lien significatif entre les niveaux d’ozone et le risque
d’hospitalisation pour causes respiratoires chez les plus de
15 ans au cours des périodes estivales. La figure 3 décrit le risque
d’être hospitalisé pour causes respiratoires en fonction des
niveaux d’ozone rencontrés pendant la période estivale. Ce risque
croît significativement avec les niveaux d’ozone. Compte tenu de la
forme de la relation exposition-risque ainsi obtenue, il ne semble
pas aberrant d’introduire dans le modèle les niveaux de
l’indicateur O3-8h comme une variable linéaire. Ainsi,
en contraignant à la linéarité la relation associant les niveaux de
l’indicateur O3-8h au risque d’hospitalisation pendant
la saison estivale, on obtient le résultat suivant : pour une
augmentation de 10 μg/m3 des niveaux de
l’indicateur, on observe une augmentation significative du risque
d’hospitalisation pour causes respiratoires des plus de 15 ans
de 0,84 % (IC 95 % : [0,05 ; 1,63]).
Effets sanitaires de l’ozone estimés en période de pollution
photo-oxydante (indicateur 3)
Afin d’estimer l’effet sanitaire de l’ozone en période de pollution
photo-oxydante, une fonction de lissage de degré 1 et à
2 degrés de liberté, correspondant à un ajustement linéaire
sur deux intervalles jointifs, a été utilisée. Sur la base du
critère d’Akaike, la valeur correspondant à la borne entre ces deux
intervalles a été estimée à 75 μg/m3
(O3-8h, 0-3 jours). Entre 2000 et 2003,
les niveaux moyens d’O3-8h étaient supérieurs à
75 μg/m3 durant 22 % du temps. La relation
entre le niveau de l’indicateur O3-8h, 0-3 jours et
le risque d’hospitalisation diffère significativement selon
l’intervalle considéré (figure 4). Lorsque les
niveaux d’O3-8h, 0-3 jours sont supérieurs à
75 μg/m3, une augmentation de
10 μg/m3 du niveau du polluant est associée à une
augmentation non significative du risque d’être hospitalisé pour
causes respiratoires chez les plus de 15 ans de 1,53 %
[-4,7 % ; 8,2 %]. Ce mode d’introduction de
l’indicateur O3-8h, 0-3 jours dans le modèle
confirme par ailleurs ce qui avait été précédemment observé avec la
fonction de lissage spline (figure 2). Deux gammes de
concentration de l’indicateur O3-8h sont ainsi
identifiées : l’une, correspondant aux faibles niveaux d’ozone
et donc a priori aux situations où l’activité photochimique
dans l’atmosphère est faible, se caractérise par une relation
exposition-risque décroissante ; l’autre, correspondant au
contraire à des niveaux de l’indicateur O3-8h,
0-3 jours plus élevés, et donc à des situations où l’activité
photochimique est présente, se caractérise par une relation
exposition-risque croissante.
Effets sanitaires de l’indicateur OX-8h
(indicateur 4)
Une association significative entre les niveaux de l’indicateur
OX-8h, 0-3 jours et le nombre d’hospitalisations pour causes
respiratoires des plus de 15 ans a été observée. La figure 5 présente la
courbe dose-réponse obtenue. On observe, jusqu’à 50 ppb, une
très légère décroissance du risque d’être hospitalisé pour causes
respiratoires chez les plus de 15 ans, puis une augmentation
de ce risque pour des valeurs supérieures.
Discussion
Cette étude montre la difficulté à estimer l’effet sanitaire de la
pollution photo-oxydante. Cette difficulté s’explique en grande
partie par l’utilisation des niveaux d’ozone comme indicateurs de
cette pollution. L’ozone n’est en effet que l’un des nombreux
constituants du « cocktail » photochimique, et ses
mécanismes de formation et de destruction sont extrêmement
complexes et variés. En particulier, comme le souligne Festy [24],
« de faibles valeurs environnementales en ozone peuvent avoir
deux significations en zone urbaine : soit être le reflet de
la réalité, soit être la résultante d’une destruction partielle de
l’ozone par le monoxyde d’azote issu du trafic automobile proche
pour former du dioxyde d’azote ». C’est le plus souvent en
période hivernale lorsque l’ensoleillement est faible que l’on
retrouve cette dernière situation, et l’utilisation de l’indicateur
O3-8h sur l’ensemble de l’année pour estimer l’impact de
la pollution photo-oxydante sur la santé traduit bien ces
difficultés. Le fait que les valeurs en ozone les plus faibles
seraient représentatives de fortes émissions de monoxyde d’azote en
l’absence d’activité photochimique intense, et donc de
concentrations élevées d’oxydes d’azote dans l’atmosphère, pourrait
expliquer les risques sanitaires élevés observés dans cette étude
pour les faibles niveaux de l’indicateur O3-8h lorsque
l’analyse est conduite sur l’année entière. Dans une analyse
portant sur la mortalité toutes causes dans 98 villes américaines,
Bell et al. [25] obtiennent pour des concentrations d’ozone
comprises entre 0 et environ 20 μg/m3 une relation
dose-réponse horizontale indiquant une absence de lien significatif
entre les niveaux d’ozone et le risque de mortalité, puis une
relation croissante linéaire pour des concentrations plus élevées.
En revanche, dans leur étude sur les liens entre pollution
atmosphérique et le risque d’arythmie ventriculaire, Rich
et al. [26] obtiennent aux États-Unis (Boston, Massachusetts)
une relation dose-réponse linéaire pour l’ozone sur l’année
entière. Ils montrent également que l’effet sanitaire de cet
indicateur d’exposition ne se limite pas seulement aux mois les
plus chauds [27]. Ces résultats pourraient s’expliquer par la
nature des effets sanitaires étudiés et par une différence de
climat et de profil de pollution entre les villes de Boston et de
Paris. Dans l’agglomération parisienne, la prise en compte de la
saison, distinguant la saison hivernale, faiblement ensoleillée et
où l’activité photochimique est par définition réduite, de la
saison estivale, pourrait apparaître comme un moyen de prendre en
compte au moins partiellement les spécificités de la pollution
photo-oxydante. Effectivement, l’analyse des effets sanitaires de
l’ozone selon la saison (chaude ou froide) montre une relation
dose-réponse décroissante en hiver et croissante en été. Une
association positive significative a été obtenue pendant la saison
chaude entre le nombre d’hospitalisations pour causes respiratoires
chez les plus de 15 ans et les niveaux d’ozone. D’autres
études ont analysé l’association entre les niveaux d’ozone en été
et la santé. Cassadou et al. [12] ont également montré des
liens significatifs entre les niveaux d’ozone en été et des
indicateurs sanitaires de morbidité et de mortalité respiratoire
dans différentes villes françaises. À l’échelle européenne,
Spix et al. ont pour leur part montré une association plus
forte en été qu’en hiver entre les niveaux d’ozone et le nombre
d’hospitalisations pour causes respiratoires chez les
15-64 ans [28]. De même, une méta-analyse menée aux États-Unis
[29] montre une association plus forte entre l’ozone et la
mortalité toutes causes non accidentelles au cours de l’été.
Cependant, l’analyse descriptive de l’indicateur O3-8h,
0-3 jours au cours des saisons chaudes (avril à septembre) a
permis de montrer que dans 50 % des cas, les niveaux
d’O3-8h, 0-3 jours sont inférieurs à
73 μg/m3. De même, le minimum en ozone 8h,
0-3 jours sur l’ensemble des saisons chaudes entre 2000
et 2003 (canicule exclue) est de 30 μg/m3, ce
qui ne semble pas correspondre à un niveau signifiant l’existence
d’une activité photochimique dans l’atmosphère. Il semble donc que
l’activité photochimique ne soit pas toujours présente entre avril
et septembre, et donc que l’ozone ne soit pas systématiquement un
bon indicateur du cocktail photo-oxydant pendant cette période.
C’est pourquoi l’utilisation d’autres méthodes pour l’étude des
effets de la pollution photo-oxydante a été explorée dans cette
analyse. Kim et al. [30] ont montré dans leurs travaux que la
meilleure estimation des effets sanitaires de l’ozone était obtenue
par l’utilisation d’une relation dose-réponse avec seuil. Dans la
présente étude, une fonction de lissage de degré 1 à
2 degrés de liberté a permis de déterminer, à l’aide du
critère d’Akaike, le positionnement de la borne séparant la gamme
de concentrations où la relation dose-réponse est décroissante de
celle où la relation est croissante. Une valeur en ozone
0-3 jours de 75 μg/m3, qui semble correspondre
à ce qui a pu être observé sur la courbe dose-réponse pour l’année
entière, a été obtenue. Ainsi, entre 2000 et 2003,
329 périodes de 4 jours consécutifs ont présenté des
niveaux moyens d’O3-8h supérieurs à
75 μg/m3 (canicule exclue), ce qui représente moins
de la moitié de la saison chaude (qui représente 732 jours au
total). On peut légitimement supposer que ces jours pour lesquels
les niveaux sont supérieurs à 75 μg/m3 sont
effectivement des jours où une activité photochimique non
négligeable était présente dans l’atmosphère. Par rapport à la
prise en compte de la saison, cette méthode permet donc d’affiner
la sélection des jours susceptibles de connaître une activité
photo-oxydante. En période de pollution photo-oxydante, telle que
déterminée par cette méthode, les résultats obtenus montrent une
augmentation non significative du risque d’être hospitalisé pour
causes respiratoires chez les plus de 15 ans suite à une
augmentation des niveaux d’ozone. Le faible nombre de jours
concernés à Paris et en proche couronne (canicule exclue) au cours
de la période 2000-2003 pourrait expliquer l’absence d’association
significative, du fait d’un manque de puissance des analyses
statistiques lié au faible nombre jour de concernés. Dans le cadre
du programme Erpurs [18] un indicateur [NO2 +
O3] proche de l’indicateur OX avait déjà été analysé
pour mieux cerner l’effet sanitaire associé à la pollution
photo-oxydante. Les auteurs avaient analysé les effets sanitaires
de l’indicateur [NO2 + O3] moyenné sur 24h en
été. L’indicateur [NO2 + O3] était très
influencé par l’indicateur ozone et un lien significatif était
observé en été entre cet indicateur d’exposition et le nombre
d’hospitalisations pour causes respiratoires des plus de
15 ans. Les auteurs indiquaient que des travaux plus
approfondis devaient être menés pour l’analyse des effets
sanitaires de la pollution photo-oxydante. Dans la présente étude,
la construction de l’indicateur OX-8h à partir des niveaux de
dioxyde d’azote et d’ozone avait pour objectif de prendre en compte
les phénomènes de formation/destruction de l’ozone et du dioxyde
d’azote. Cet indicateur OX-8h est également plus fortement corrélé
avec les niveaux d’ozone qu’avec les niveaux de dioxyde d’azote. La
relation dose-réponse obtenue pour l’indicateur OX-8h sur l’année
entière montre une courbe horizontale pour les faibles valeurs de
l’indicateur OX-8h, puis une courbe croissante pour des valeurs
plus élevées. L’indicateur OX-8h, tout comme l’indicateur
[NO2 + O3], ne semble donc pas représenter,
par rapport à l’indicateur O3-8h, un apport majeur pour
l’analyse des effets sanitaires de la pollution photo-oxydante. Qui
plus est, l’appréhension de ce que représente cet indicateur n’est
pas aisée. Il semble donc que l’O3-8h soit, à ce jour,
l’indicateur d’exposition à la pollution photo-oxydante le plus
approprié dans le cadre d’une étude épidémiologique de séries
temporelles portant sur les hospitalisations pour causes
respiratoires. De même, la distinction des saisons chaudes et des
saisons froides paraît être la méthode la plus pertinente pour
l’analyse des effets sanitaires de la pollution photo-oxydante,
même si des profils météorologiques très variables peuvent être
observés au cours des saisons chaudes. Des analyses approfondies
sur le choix et la définition des saisons chaudes pourraient ainsi
être envisagées dans de futurs travaux.
Remerciements
Cette étude n’aurait pas pu être réalisée sans :
- – les fournisseurs de données : le réseau de
surveillance de la qualité de l’air en Ile-de-France
(Airparif) ; la délégation à l’information médicale et à
l’épidémiologie de l’Assistance publique des hôpitaux de
Paris ; SOS Médecins Paris ; Météo-France ; le
Groupe régional d’observation de la grippe (Grog, Open Rome) ;
le réseau national de surveillance aérobiologique
(RNSA) ;
- – l’expertise du groupe de travail : MM. Chris
Roth, Christian Renaudot et Philippe Lameloise – Airparif ; M.
Yvon Le Moullec – Laboratoire de la Ville de Paris ; le Pr
Bernard Festy – Association pour la prévention de la pollution
atmosphérique ;
- – le soutien du comité scientifique : les Dr Sylvia
Medina, Agnès Lefranc et Alain Le Tertre – Institut de veille
sanitaire ; le Pr Bernard Festy – Association pour la
prévention de la pollution atmosphérique ; M. Philippe
Lameloise – Airparif ; M. Yvon Le Moullec – Laboratoire de la
Ville de Paris ; le Dr Claire Segala – Sépia Santé ;
- – et le soutien financier du Conseil régional
d’Ile-de-France.
Références
1 Filleul L, Cassadou S, Medina S, et al. The
relation between temperature, ozone, and mortality in nine French
cities during the heat wave of 2003. Environ Health Perspect
2006 ; 114 : 1344-7.
2 Le Tertre A, Lefranc A, Eilstein D, et al.
Impact of the 2003 heatwave on all-cause mortality in 9 French
cities. Epidemiology 2006 ; 17 : 75-9.
3 Parodi S, Vercelli M, Garrone E,
Fontana V, Izzoti A. Ozone air pollution and daily
mortality in Genoa, Italy between 1993 and 1996. Public Health
2005 ; 119 : 844-50.
4 World Health Organisation (WHO). Meta-analysis of time series
studies and panel studies of particulate matter (PM) and ozone
(O3). Report of a WHO working group. Geneva : WHO, 2004.
5 Bell ML, McDermott A, Zeger SL, Samet JM,
Dominici F. Ozone and short-term mortality in 95 US urban
communities, 1987-2000. JAMA 2004 ; 292 : 2372-8.
6 Saez M, Ballester F, Barcelo MA, et al. A
combined analysis of the short-term effects of photochemical air
pollutants on mortality within the EMECAM project. Environ Health
Perspect 2002 ; 110 : 221-8.
7 Simpson R, Williams G, Petroeschevsky A,
et al. The short-term effects of air pollution on daily
mortality in four Australian cities. Aust N Z J Public Health
2005 ; 29 : 205-12.
8 Aneja VP, Brittig JS, Kim DS, Hanna A.
Ozone and other air quality-related variables affecting visibility
in the southeast United States. J Air Waste Manag Assoc 2004 ;
54 : 681-8.
9 Medina-Ramon M, Zanobetti A, Schwartz J. Am J
Epidemiol 2006 ; [Epub ahead of print].
10 Ross MA, Persky VW, Scheff PA, et al.
Effect of ozone and aeroallergens on the respiratory health of
asthmatics. Arch Environ Health 2002 ; 57 : 568-78.
11 Wong CM, Atkinson RW, Anderson HR, et al.
A tale of two cities : effects of air pollution on hospital
admissions in Hong Kong and London compared. Environ Health
Perspect 2002 ; 110 : 67-77.
12 Cassadou S, Declerq C, Eilstein D, et al.
Surveillance des effets sur la santé liés à la pollution
atmosphérique en milieu urbain – Phase 2. Programme de surveillance
air et santé 9 villes (Psas-9). Paris : Institut national de
veille sanitaire (InVS), 2002.
13 Chang CC, Tsai SS, Ho SC, Yang CY. Air
pollution and hospital admissions for cardiovascular disease in
Tapei, Taiwan. Environ Res 2005 ; 98 : 114-9.
14 Gryparis A, Forsberg B, Katsouyanni K,
et al. Acute effects of ozone on mortality from the “Air
Pollution and Health : a European Approach” project. Am J
Respir Crit Care Med 2004 ; 170 : 1080-7.
15 Mudway IS, Kelly FJ. An investigation of inhaled
ozone dose and the magnitude of airway inflammation in health
adults. Am J Respir Crit Care Med 2004 ; 169 :
1089-95.
16 Park JW, Taube C, Swasey C, et al.
Interleukin-1 receptor antagonist attenuates airway
hyperresponsiveness following exposure to ozone. Am J Respir Cell
Mol Biol 2004 ; 30 : 830-6.
17 World Health Organisation (WHO). Health aspects of air
pollution. Result from the WHO project “Systematic review of health
aspects of air pollution in Europe”. Report on a WHO working group.
Geneva : WHO, 2004.
18 Medina S, Le Tertre A, Dusseux E,
Camard JP, Le Moullec Y. Évaluation des risques de la
pollution urbaine sur la santé, Erpurs. Trois analyses pour
approfondir l’étude des liens entre pollution atmosphérique et
santé. Paris : Observatoire régional de santé d’Ile-de-France,
1997.
19 Camredon M, Aumont B. Modélisation de l’ozone et
des oxydants gazeux. I – L’ozone troposphérique :
production/consommation et régimes chimiques. Pollution
atmosphérique. 2007 ; (sous presse).
20 Hastie T, Tibshirani R. Generalized additive
models. London : Chapman and Hall, 1990.
21 Haerdel W. Smoothing techniques with implementation in
S. New-York : Springer, 1991.
22 Touloumi G, Samoli E, Quenel P, et al.
Short-term effects of air pollution on total and cardiovascular
mortality – the confounding effect of influenza epidemics.
Epidemiology 2005 ; 16 : 49-57.
23 R Development Core Team. R : A language and environment
for statistical computing. Vienna (Austria) : R Foundation for
Statistical Computing, 2005. http ://www.R-project.org.
24 Festy B. L’ozone : un indicateur essentiel mais
insuffisant ? Pollution atmosphérique 2003 ; 179 :
321-2.
25 Bell ML, Peng RD, Dominici F. The
exposure-response curve for ozone and risk of mortality and the
adequacy of current ozone regulations. Environ Health Perspect
2006 ; 114 : 532-6.
26 Rich DQ, Schwartz J, Mittleman MA, et al.
Association of short-term ambient air pollution concentrations and
ventricular arrhythmias. Am J Epidemiol 2005 ; 161 :
1123-32.
27 Rich DQ, Mittleman MA, Link M, et al.
Increased risk of paroxysmal atrial fibrillation episodes
associated with acute increases in ambient air pollution. Environ
Health Perspect 2006 ; 114 : 120-3.
28 Spix C, Anderson HR, Schwartz J, et al.
Short-term effects of air pollution on hospital admissions of
respiratory diseases in Europe : quantitative summary of APHEA
study results. Arch Environ Health 1998 ; 53 : 54-64.
29 Ito K, De Leon SF, Lippmann M. Associations
between ozone and daily mortality, Analysis and Meta-Analysis.
Epidemiology 2005 ; 16 : 446-57.
30 Kim SY, Lee JT, Hong YC, Ahn KJ,
Kim H. Determining the threshold effect of ozone on daily
mortality : an analysis of ozone and mortality in Seoul,
Korea, 1995-1999. Environ Res 2004 ; 94 : 113-9.
2 Réactions engendrées par la
lumière.3 Réaction dans laquelle un
composé chimique est décomposé par la lumière.4 Le critère d’Akaike permet de faire un choix entre
différents modèles, le modèle retenu étant celui qui minimise la
valeur du critère. Il prend en compte la vraisemblance du modèle et
le nombre de variables introduites dans le modèle.1 Partie la plus basse de l’atmosphère.
|
Version imprimable
Version PDF
