L’essentiel de Santé publique en PASS

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14-01 · partie 1Fréquences, risques et personnes-temps

La prévalence est la proportion de personnes présentant un état à un instant ou sur une période précisée.
L'incidence cumulée est la proportion de nouveaux cas parmi les personnes initialement à risque au cours d'une période ; elle correspond à un risque sous conditions de cohorte et suivi adaptés.
Le taux d'incidence rapporte les nouveaux cas au temps-personne à risque ; il s'exprime en cas pour 1000 personnes-années et n'est pas directement une probabilité.
Dans un modèle stationnaire simplifié de maladie rare, prévalence ≈ incidence × durée moyenne, mais cette approximation ne remplace pas un modèle dynamique si incidence, survie ou migrations changent.
Le taux de mortalité rapporte les décès au temps ou à la population considérée ; la létalité rapporte les décès dus à une maladie aux personnes atteintes.
Un taux brut dépend de la composition de la population ; la standardisation directe applique les taux par strates d'âge à une même population de référence.
La standardisation indirecte applique des taux de référence à la population étudiée pour calculer un nombre attendu ; le rapport observé/attendu résume l'écart.
Chaque participant d'une cohorte contribue son temps effectivement observé à risque ; additionner ces durées donne un dénominateur en personnes-années ou personnes-mois.
Pour un hazard constant λ et sans événements concurrents, le risque sur t est 1 − exp(−λt) ; l'approximation λt n'est bonne que si ce produit est faible.
Une définition de cas plus sensible peut augmenter le nombre recensé sans augmentation identique du phénomène biologique ; les cas possibles, probables et confirmés ne doivent pas être fusionnés sans règle.

14-01 · partie 2Plans d’étude et essais randomisés

Une étude descriptive caractérise une situation sans nécessairement rechercher un effet causal ; une étude analytique compare des groupes pour examiner une association.
Dans une étude observationnelle, le chercheur n'attribue pas lui-même l'exposition ; dans une étude interventionnelle, il organise une intervention.
Une étude transversale observe exposition et état de santé à une période donnée ; elle convient notamment à la prévalence, mais la temporalité est souvent ambiguë.
Une cohorte suit des personnes selon leur exposition et observe les événements ; elle peut être prospective ou reconstituée, et rétrospectif ne veut pas dire automatiquement cas-témoins.
Dans une étude cas-témoins, on sélectionne selon le statut de maladie puis on compare les expositions ; les témoins doivent représenter la distribution d'exposition dans la population source.
Dans une étude cas-témoins, le nombre de cas et de témoins étant souvent fixé, les proportions observées ne permettent pas directement de calculer un risque absolu de maladie.
L'odds ratio est une mesure naturelle pour le plan cas-témoins ; son lien avec le risque relatif ou le rapport de taux dépend du mode de sélection des témoins.
La randomisation attribue les groupes par un mécanisme aléatoire ; elle équilibre les facteurs pronostiques en moyenne, sans garantir des groupes identiques dans chaque petit essai.
La dissimulation de la séquence évite de prédire l'affectation au recrutement ; l'aveugle limite certains biais après l'affectation, et ce sont des mécanismes distincts.
L'analyse en intention de traiter conserve les participants dans leur groupe attribué ; elle protège une partie des avantages de la randomisation, mais les données manquantes restent un problème.

14-01 · partie 3Associations et impact en santé publique

Le risque relatif RR est le quotient du risque chez les exposés par celui des non-exposés ; RR = 1 indique l'absence d'association sur cette échelle.
La différence de risques DR est le risque des exposés moins celui des non-exposés ; un même RR = 2 peut cacher des différences absolues très différentes.
La cote d'un événement de probabilité p vaut p/(1 − p) ; l'odds ratio OR compare deux cotes et vaut ad/(bc) dans un tableau à quatre cases.
Si les risques sont 20 % et 10 %, RR = 2 mais OR = 2,25 ; l'OR s'éloigne de 1 quand l'événement est fréquent et ne doit pas être renommé risque relatif.
Le NNT = 1/réduction absolue ; il dépend du risque initial, de la durée et du critère, et n'est pas une propriété constante de la molécule.
La fraction attribuable chez les exposés s'écrit (RR − 1)/RR si l'exposition est nocive et si l'interprétation causale est justifiée.
La fraction attribuable populationnelle dépend aussi de la fréquence de l'exposition ; dans le modèle, p_e(RR − 1)/[1 + p_e(RR − 1)] = 0,30/1,30 = 23,08 %.
Un intervalle de confiance d'un ratio contenant 1 est compatible avec l'absence d'association ; pour une différence, la valeur nulle est 0 et la largeur compte.
De 1 % à 2 % et de 10 % à 20 % donne RR = 2, mais des différences de +1 et +10 points, soit 10 et 100 événements supplémentaires sur 1000.
Des facteurs de confusion, des biais ou une causalité inverse peuvent produire un RR élevé sans effet causal direct.

14-01 · partie 4Biais, confusion et raisonnement causal

Un biais est une déviation systématique liée à la conception, à la mesure ou à l'analyse ; recruter plus ne le corrige pas, alors que l'erreur aléatoire diminue avec l'effectif.
Un biais de sélection apparaît lorsque l'entrée ou le maintien dans l'étude déforme la relation étudiée, par exemple une perte de suivi liée à l'exposition et au pronostic.
Un biais d'information résulte d'une mesure inadéquate de l'exposition ou du résultat, comme le biais de mémorisation si les cas recherchent plus intensément les expositions passées.
Un facteur de confusion est une cause commune X ← C → Y, avec deux flèches partant de C, et non une chaîne C → X → Y.
Un médiateur se situe sur un chemin X → M → Y ; ajuster sur lui peut retirer une partie de l'effet total que l'on souhaite mesurer.
Un collider, ou collisionneur, est une conséquence commune X → S ← Y : conditionner sur S peut créer une association artificielle.
L'interaction ou modification d'effet signifie que l'effet varie selon une autre variable sur une échelle précisée, et elle peut être un résultat substantiel.
Si une intervention divise le risque par deux avec des risques initiaux de 2 % et 20 %, les baisses absolues sont 1 et 10 points, donc l'effet dépend de l'échelle.
La régression vers la moyenne : recruter sur une mesure exceptionnellement élevée peut faire qu'une seconde mesure soit plus proche du niveau habituel même sans intervention.
La temporalité, la plausibilité, la cohérence entre études et la relation dose-réponse peuvent soutenir une hypothèse causale, mais aucune liste ne fournit une preuve automatique.

14-01 · partie 5Standardiser et comparer des populations

Un taux brut est la somme des taux par strate pondérés par les proportions réelles de personnes ou de temps dans ces strates.
Deux territoires peuvent avoir des taux bruts différents avec les mêmes risques par âge, car la composition de population agit comme un système de poids.
La standardisation directe utilise des poids communs d'une population de référence, ce qui retire la différence de structure pour la variable stratifiée.
Le taux standardisé est une construction comparative ; il ne prédit pas directement le nombre réel de décès dans la population étudiée.
Le choix de la population de référence influence les valeurs standardisées ; il faut utiliser la même référence pour comparer et préciser sa définition.
La standardisation indirecte applique des taux de référence aux effectifs locaux pour calculer un nombre attendu ; le rapport observé/attendu est un ratio standardisé.
Un ratio standardisé de 1,2 indique 20 % de plus que l'attendu de cette référence, sans expliquer la cause de l'excès.
Comparer deux ratios indirects peut être délicat si les structures de population diffèrent et si les effets par strate ne sont pas homogènes.
Une zone de faible population peut afficher un taux élevé à partir de quelques événements ; l'incertitude doit accompagner la carte ou le classement.
Une comparaison ajustée n'efface pas la charge de soins : une population plus âgée peut avoir un taux standardisé comparable tout en nécessitant davantage de soins en nombre absolu.

14-02 · partie 1Évaluer un dépistage et une prévention

Le dépistage recherche une maladie ou un état préclinique chez des personnes sans symptômes évocateurs ; un programme évalue invitation, accès, test, confirmation, traitement et suivi.
La sensibilité vaut VP/(VP + FN), la spécificité VN/(VN + FP), la valeur prédictive positive VP/(VP + FP), la valeur prédictive négative VN/(VN + FN) ; elles dépendent de la prévalence.
Le rapport de vraisemblance positif vaut Se/(1 − Sp), le négatif (1 − Se)/Sp ; ils transforment des cotes avant test en cotes après test.
Abaisser un seuil de positivité augmente souvent la sensibilité en diminuant la spécificité ; la courbe ROC représente la sensibilité en fonction de 1 − spécificité.
Un faux positif signale à tort une maladie absente ; le surdiagnostic détecte une anomalie réelle qui n'aurait pas provoqué de problème durant la vie sans dépistage.
L'avance au diagnostic allonge artificiellement la survie mesurée depuis le diagnostic si la date du décès ne change pas ; le biais de durée favorise les maladies à évolution lente.
La prévention primaire réduit l'apparition de la maladie, la secondaire agit précocement sur une maladie détectable, la tertiaire limite ses complications et conséquences.
Évaluer une action demande des indicateurs de processus et de résultat ; un fort nombre de brochures distribuées décrit une activité, pas une amélioration démontrée de santé.
La participation, l'acceptabilité, les effets indésirables et les écarts sociaux doivent être mesurés ; une hausse globale peut masquer une stagnation chez les groupes les moins favorisés.
Répéter un dépistage augmente les occasions d'au moins un faux positif ; sous indépendance et spécificité constante Sp, cette probabilité vaut 1 − Sp^n pour n passages.

14-02 · partie 2Tests diagnostiques et bénéfices absolus

La sensibilité est la proportion de positifs parmi les malades ; la spécificité est la proportion de négatifs parmi les non-malades.
La valeur prédictive positive est la proportion de malades parmi les positifs ; la valeur prédictive négative, la proportion de non-malades parmi les négatifs.
Un résultat positif ne correspond pas à la sensibilité : dans l'exemple, 85 % était la positivité parmi les malades, pas la probabilité de maladie.
Le rapport de vraisemblance positif vaut sensibilité divisée par (1 moins spécificité) et transforme la cote avant test en cote après test.
Changer la prévalence modifie les valeurs prédictives même si sensibilité et spécificité restent constantes ; à prévalence 1 %, la VPP tombe à environ 7,91 %.
Le transport des performances suppose un spectre, une sévérité, une population, des comorbidités et une qualité de réalisation comparables, et une référence fiable.
Un biais de vérification survient si seules les personnes positives au test reçoivent la procédure de référence, faisant manquer des faux négatifs.
Dans l'essai fictif, les risques sont 6 % et 4 % : risque relatif 0,667, réduction relative 33,3 %, réduction absolue 2 points, NNT 50 sur deux ans.
Le NNT résume une différence moyenne entre stratégies dans la population et la durée étudiées, pas une garantie individuelle ; l'incertitude se propage.
Une bonne performance de classification n'établit pas seule un bénéfice clinique : l'utilité et l'accessibilité de la conduite qui suit comptent.

14-02 · partie 3Système de santé, accès et déterminants sociaux

Un système de santé associe gouvernance, financement, production des soins, prévention, évaluation et surveillance, sans acteur unique.
Les ARS pilotent la politique de santé publique et régulent l’offre à l’échelle régionale, notamment ville, hôpital et médico-social.
La HAS exerce des missions d’évaluation et de qualité et n’est pas une caisse remboursant directement les patients.
La protection universelle maladie est un droit personnel et continu à la prise en charge, mais elle ne signifie pas gratuité intégrale de tout acte.
L’accès aux soins dépend de la distance, du coût restant, des délais, des horaires, de l’information, de la langue et de l’acceptabilité.
L’égalité traite de la même manière selon une règle ; l’équité examine si les moyens répondent aux besoins et aux désavantages.
Les déterminants sociaux comprennent notamment éducation, travail, logement et ressources ; les écarts de santé traversent tout le gradient social.
Un danger est la capacité intrinsèque d’un agent à provoquer un dommage ; le risque dépend de l’exposition, modifiée par dose, voie, durée, mélanges et vulnérabilité.
L’évaluation économique compare coûts et conséquences selon une perspective explicitée ; un coût d’opportunité est ce que l’on renonce à obtenir ailleurs ; une moyenne peut s’améliorer par composition.
Une intervention efficace peut être difficile à financer ; une intervention économique en moyenne peut aggraver des inégalités, et une action peut améliorer les deux groupes tout en augmentant l’écart absolu.

14-02 · partie 4Santé environnementale : exposition, dose et risque

La santé environnementale distingue la source, le transfert dans un milieu, le contact, la dose interne et l'effet sur la santé.
Le danger est une capacité à produire un dommage dans certaines conditions ; le risque associe cette possibilité à une exposition définie.
L'évaluation OMS organise identification du danger, relation dose-réponse, évaluation de l'exposition et caractérisation du risque.
Une exposition se définit par la voie, l'intensité, la fréquence et la durée ; inhalation, ingestion et contact cutané sont des voies.
Pour des concentrations Ci constantes pendant des durées ti, la moyenne temporelle est C_moy = Σ(Ci ti)/Σti et garde l'unité de C.
La dose journalière externe peut être D = C×I/m, avec C en mg/L et I en L/j, donnant D en mg/(kg·j).
Une relation dose-réponse peut utiliser des modèles avec seuil ou sans seuil ; une absence d'effet détecté n'est pas une preuve universelle d'absence d'effet.
Une valeur de référence peut inclure des facteurs d'incertitude, qui ne sont pas des probabilités individuelles de maladie.
Une biométrologie recherche une substance ou un métabolite dans un prélèvement biologique ; la limite de détection n'est pas une concentration nulle.
Les actions peuvent réduire l'émission à la source, limiter un transfert, diminuer un contact ou améliorer la protection.

14-02 · partie 5Grands problèmes de santé en France et facteurs comportementaux

La DREES rapporte environ 641 000 décès de résidents en 2024 et un encadré provisoire de 646 000 en 2025, taux standardisés 778 et 769 pour 100 000.
Effectif, proportion, taux et taux standardisé distinguent volume, part parmi tous les décès, décès rapportés à population et période, et structure d'âge neutralisée.
Incidence compte les nouveaux cas sur une période ; prévalence décrit les cas présents dans une population à un instant ou une période définie.
Une prévalence peut augmenter si l'incidence augmente, la survie s'améliore, le diagnostic devient plus fréquent ou la composition de la population change.
L'OMS regroupe notamment les maladies cardiovasculaires, cancers, maladies respiratoires chroniques et diabète parmi les grandes maladies non transmissibles.
Tabac, alcool, alimentation et activité physique sont des domaines majeurs de prévention ; quantité, durée, âge de début, contexte et cumul d'expositions influencent le risque.
Sous un modèle causal simple avec exposition binaire, risque relatif RR et prévalence d'exposition p, la fraction attribuable dans la population est p(RR−1)/[1+p(RR−1)].
Exemple fictif : p=0,25 et RR=2 donnent une fraction attribuable de 0,25/1,25=0,20, soit 20 %.
Si p passe de 0,25 à 0,15 à RR inchangé, le risque moyen relatif passe de 1,25 à 1,15 et la réduction relative vaut 8 %.
Une intervention peut réduire une différence absolue sans changer le rapport ; 40→30 % et 20→10 % donnent un écart absolu de 20 points et un rapport de 2 à 3.

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