Résumé de l'arrière-plan
Une perspective de parcours de vie reconnaît les influences de l'exposition à motifs socialement sur la santé bucco-dentaire à travers la durée de vie . Cette étude a évalué l'influence de la vie conditions sociales précoces et plus tard sur la perte des dents et des impacts sur les performances orales quotidiennes (OIDP) des personnes âgées de 65 et 70 ans. Que les inégalités sociales de santé bucco-dentaire ont changé après l'âge habituel de la retraite a également été examinée. Méthodes Conformément à «le modèle du cycle de vie d'effet latent", il a émis l'hypothèse que les conditions sociales en début de vie défavorables augmentent le risque de perte de dents subséquente et une altération OIDP, indépendante des conditions sociales plus tard la vie. De de les données ont été obtenu à partir de deux études de cohortes menées en Suède et en Norvège. Les vagues des enquêtes de 2007 et 2012 ont été utilisées pour la présente étude. conditions sociales en début de vie ont été mesurés en termes de genre, l'éducation et le pays de naissance, et les conditions sociales plus tard de la vie ont été évalués selon le statut, l'état matrimonial et la taille du réseau social de travail. La régression logistique et équations d'estimation généralisées (GEE) ont été utilisées pour analyser les données. Inverse probabilité pondération (IPW) a été utilisé pour ajuster les estimations pour les réponses et les pertes manquantes pour assurer le suivi.
Résultats des conditions sociales en début de vie ont contribué à la perte des dents et OIDP dans chaque année d'enquête et les deux pays indépendants de plus tard- vie conditions sociales. éducation Lower corrélation positive avec la perte des dents, mais n'a pas influencé OIDP. Pays étranger de naissance en corrélation positive avec des impacts oraux en Suède. conditions sociales plus tard la vie étaient les prédicteurs de la perte des dents et OIDP les années d'enquête et les pays. GEE a révélé des interactions significatives entre réseau social et l'année de l'enquête, et entre l'état matrimonial et l'année de l'enquête sur la perte de la dent.
Conclusion
Les résultats ont confirmé le modèle du cycle de vie d'effet latent en ce que les conditions sociales début de la vie et plus tard a eu des effets indépendants sur perte de dents et OIDP chez les personnes âgées en Norvège et en Suède. Entre 65 et 70 ans, les inégalités dans la perte des dents liées à l'état civil ont diminué, et les inégalités liées au réseau social ont augmenté.
Mots-clés
perspective parcours de vie vieillissement OIDP perte de dents Cohorte sociale inégalités Contexte
À l'échelle mondiale, les personnes âgées population croît plus rapidement que tout autre groupe d'âge [1]. En conséquence de vivre plus longtemps et de conserver leurs dents naturelles, les populations plus âgées ont reçu une attention croissante de la politique de santé des décideurs [2,3]. Une réduction des taux de perte des dents à travers le temps a eu lieu dans de nombreuses sociétés industrialisées, y compris les pays scandinaves [4]. Des taux plus élevés de sujets dentés et le vieillissement de la population implique une demande toujours croissante et les dépenses des services oraux de soins de santé [2]. Bien que les pays scandinaves ont des politiques redistributives généreuses, les inégalités absolues et relatives des indicateurs de santé bucco-dentaire ont été signalés à persister dans les populations adultes à travers le temps [3,5-9]. Une évidence cohérente suggère que les personnes en situation socio-économique inférieur ont une moins bonne santé et de la santé bucco-dentaire par rapport à leurs homologues de la situation socio-économique plus élevé [10]. On connaît peu les inégalités liées aux conditions sociales en matière de santé bucco-dentaire des populations âgées et si ces inégalités restent stables, augmenter ou diminuer après l'âge habituel de la retraite [10-12].
Une perspective du parcours de vie à l'épidémiologie des maladies chroniques considère l'importance du temps dans le développement de la maladie, et offre des moyens d'expliquer le gradient social de santé en reconnaissant les influences de l'exposition à motifs socialement dans la vie toute la durée [13,14]. parcours de vie épidémiologie a été définie comme l'étude des effets à long terme sur la santé ultérieure de l'exposition physique ou sociale pendant la gestation, l'enfance, l'adolescence, l'âge adulte et la vie adulte plus tard [13,14]. Selon cette perspective, les combinaisons, les accumulations et /ou les interactions des environnements sociaux et les insultes biologiques ont connu tout au long de l'impact du cycle de vie sur la santé actuelle et future et des conditions de santé bucco-dentaire [13]. L'influence de l'exposition au cours de la vie sur la santé et la santé bucco-dentaire a été regroupée en différents modèles conceptuels qui peuvent fonctionner simultanément; le modèle latent d'effet ou d'un modèle de période critique, le modèle de mobilité sociale ou les trajectoires et le modèle du cycle de vie cumulative étant le plus fréquemment étudié [13,15]. Selon le modèle latent du cycle de vie de l'effet, les conditions sociales en début de vie défavorables augmentent le risque de maladies chroniques dans la vie plus tard, indépendante de la suite, l'intervention des circonstances sociales, mode de vie et les facteurs de risque traditionnels. On suppose que l'exposition à une période spécifique au cours de la durée de vie se traduira par des dommages irréversibles et l'insulte [13,15]. Le modèle du cycle de vie cumulative estime que le risque pour la santé accumule progressivement à travers la durée de vie et se concentre sur le montant total de l'exposition, alors que le modèle de mobilité sociale se réfère à la mobilité sociale à travers le cours de la vie, et à la façon dont les impacts de la mobilité de la santé bucco-dentaire adulte.
Conformément à divers modèles cours de la vie, les faits montrent que la privation de premiers stades de vie suivie d'un statut d'abondance ultérieure se combinent pour produire un risque de mortalité élevé cardio-vasculaire [14,16]. Poulton et al. [17] ont constaté que début situation socio-économique des parents a été associée à des caries dentaires à 26 ans après ajustement pour adultes contemporains statut professionnel. Nicolau et al. [18] ont apporté la preuve que l'éducation parentale était liée à la santé parodontale chez les femmes d'âge moyen, indépendamment de leur niveau d'éducation contemporaine. En revanche, les résultats basés sur l'étude de Newcastle Thousand famille au Royaume-Uni ont révélé aucune association entre la classe sociale des parents et la rétention de la dent à 50 ans [19,20]. Aström et Wold [21] ont étudié comment les changements dans les caractéristiques de position socio-économiques tout au long de l'adolescence ont influencé les impacts oraux chez les jeunes adultes et ont indiqué que la continuité d'une situation socio-économique favorisés ou défavorisés ont contribué à des niveaux de santé bucco-dentaire différentes. Ainsi, les participants ayant la position socio-économique élevé stable étaient moins susceptibles de déclarer des effets oraux à 30 ans, alors que ceux ayant un faible statut socio-économique étaient plus susceptibles de déclarer des effets oraux. En utilisant les données de l'Enquête sur la santé 2000 avec un échantillon représentatif d'adultes finlandais, Bernabe et al. [22] ont étudié la relation entre l'éducation et plusieurs résultats oraux. Ils ont rapporté des résultats qui appuient les modèles critiques période, d'accumulation et de trajectoires sociales. Alors que le modèle de période critique a reçu un certain soutien empirique [16,23], la perspective du parcours de vie sur la santé bucco-dentaire a été critiqué pour placer trop l'accent sur le cours de la vie précoce. Ceci est en contradiction avec l'idée que le concept de période critique se réfère plus largement à tous les stades du développement d'un individu au cours de laquelle les facteurs de risque ou de protection peuvent influer sur la santé à des stades de la vie ultérieure. Ainsi, il a été suggéré d'inclure une gamme de mesures de la situation sociale et les données de l'âge adulte moyen et grandes études prospectives avec divers modèles de parcours de vie pour permettre des déclarations éclairées et généralisables sur les impacts sur la santé et la santé bucco-dentaire des adultes [16]. Dans une étude suédoise précédente de cohorte, Aström et al. [24] ont trouvé que les caractéristiques de comportement socio-défavorisés ont un effet à long terme sur la qualité de vie orale liée à la santé tout au long des étapes de la vie d'âge moyen. Il reste à vérifier si les inégalités liées aux conditions sociales en matière de santé bucco-dentaire persistent ou changement avec une poursuite du vieillissement. Peu d'études ont comparé la contribution relative des parcours de vie conditions sociales précoces et plus tard sur l'état de la dentition et les impacts oraux, et cherché à savoir si les inégalités sociales persistent, élargir ou restreindre après l'âge habituel de la retraite dans les populations non institutionnalisées âgées.
Cohortes de mise au point des personnes âgées en Norvège et en Suède, de 65 à 70 ans, cette étude a évalué l'influence de la vie conditions sociales précoces et plus tard sur la perte des dents et des impacts sur les performances orales quotidiennes (OIDP). Que les inégalités sociales dans le changement de santé bucco-dentaire au cours de la période de suivi de 5 an après l'âge habituel de la retraite a aussi été examinée. Conformément à «le modèle du cycle de vie d'effet latent", il a émis l'hypothèse que les conditions sociales en début de vie défavorables augmentent le risque de perte de dents subséquente et une altération de l'OIDP, indépendamment des conditions sociales plus tard la vie. Dans cette étude, la condition sociale a été définie au sens large en utilisant des mesures de taraudage en composants de la construction théorique correspondant à base de non-travail basé sur le travail et [25] La population de l'étude de méthodes de.
La présente étude est basée sur les données de deux études de cohorte menées en Suède et en Norvège. L'étude de cohorte suédoise a commencé en 1992 en mettant l'accent une cohorte de 1942 naissance, résidant dans les deux comtés de la Suède. L'étude de cohorte norvégienne 1942 a été mis en place comme un compagnon à la cohorte suédoise continue à renforcer la coopération et la recherche comparative transnationale. La première collection norvégienne de données sur les vagues a commencé en 2007 et a été conçu pour fournir des données directement comparables à l'étude suédoise. Dans les deux cohortes données sont collectées par questionnaires auto-administrés tous les 5 ans, et les populations étudiées sont définies par des versions mises à jour en continu des 1942 cohortes dans chaque pays. L'analyse du présent document est basé sur la collecte de données à partir de 2007 et de 2012 des vagues dans les deux pays. Les méthodes détaillées des deux cohortes, y compris le nombre de participants dans les deux années d'enquête, ainsi que le nombre de suivis ont été rapportés dans les études antérieures [26,27].
En Norvège, le taux de réponse final en 2007 était de 58,0% (n = 4211), et en 2012 il était de 54,5% (n = 3733). Parmi les membres de la cohorte qui ont terminé l'enquête de 2007 (n = 4211), un total de 70,0% (n = 2947) ont répondu en 2012. En Suède, les taux de réponse finaux ont été de 73,1% (n = 6078) et 72,2% (n = 5697) en 2007 et 2012, respectivement. Un total de 4862 (80,0% des membres de la cohorte en 2007) a également participé en 2012. Les considérations éthiques dans ces études étaient en conformité avec les principes de la Déclaration d'Helsinki, et le consentement écrit éclairé a été obtenu par les participants. En Norvège, les études de 2007 et 2012 ont été approuvés par le Comité d'éthique des services de sciences sociales norvégiennes (NSD) et des comités régionaux pour le médical et la santé éthique de la recherche (REK), respectivement. En Suède, la première étude des ondes en 1992 a été approuvé par le comité d'éthique à Örebro, et les études de 2007 et 2012 ont été approuvés par le comité d'éthique de Uppsala. Les données de
mesures ont été recueillies à l'aide d'un questionnaire auto-administré structuré . Pour assurer la comparabilité des données, des questionnaires similaires ont été administrés de la même manière dans les pays participants. Suivant l'approche de Pearce et al. [19,20], la vie sociale des conditions précoces et tardives évaluées en 2007 et 2012 ont été regroupés dans un cadre conceptuel selon les étapes du parcours de vie à laquelle ils seraient censés fonctionner. Sexe, pays de naissance et d'éducation, notée vie précoce des conditions sociales, étaient censées avoir été opérant à partir de la petite enfance (sexe et pays de naissance) /vie adulte précoce (éducation), et devraient être invariant dans le temps. L'état matrimonial, le statut de travail et réseau social désigné conditions sociales de vie plus tard-, devaient se produire plus tard dans la vie et être variant dans le temps. Le niveau d'instruction
a été classé comme (1) l'école primaire, (2) l'école secondaire, (3) l'école secondaire, (4) un collège universitaire /université et (5) autres. Cela a été dichotomisée en (0) enseignement supérieur (catégorie 4) et (1) l'enseignement inférieur (y compris les catégories 1, 2 et 3). le statut de travail
a été évaluée en demandant «combien d'heures travaillez-vous en moyenne par semaine?" avec les catégories (1) à temps plein (plus de 35 heures /semaine), (2) à temps partiel (entre 15 et 34 heures /semaine), (3) entre 1-14 heures et (4) ne fonctionne pas. La variable a été dichotomisée en (0) de travail (y compris les catégories 1, 2 et 3) et (1) ne fonctionne pas (catégorie 4). L'état civil
a été dichotomisée en (catégories non mariées, divorcées et veuves) "mariées" (catégorie mariés) et "simples". Le réseau social
a été évaluée à l'aide de la question suivante «Combien de personnes vous le savez, vous rencontrez ou de parler avec vous au cours d'une semaine typique?" avec des alternatives de réponse (1) aucune, (2) 1-2, (3) 3- 5, (4) 6-10, (5) 11-15 et (6) plus de 15. Pour l'analyse, la variable a été dichotomisée en (0) large réseau social (catégorie 6) et (1) réseau social étroit (y compris catégories 1, 2, 3, 4 et 5). statut
de Dentition (perte de la dent)
a été évaluée en demandant «Combien de vos propres dents Avez-vous encore (hors bébé dents)?" avec les catégories de réponse ( 1) tous (28-32 dents), (2) manque quelques dents, (3) manque de dents, (4) presque pas de dents à gauche et (5) édentée. Une variable nominale a été construit (0) tous /presque toutes les dents (y compris les catégories 1 et 2) et (1) perdus dents (y compris les catégories 3, 4 et 5). Dans une sous-étude norvégienne de la mesure a été validée fournissant un score kappa pondéré de 0.69. Contrairement aux données norvégiennes, le nombre d'auto-rapporté des dents n'a pas été validé dans le groupe d'étude suédoise. Cependant, accord étroit entre le nombre cliniquement enregistré et auto-déclarés de dents a été documentée dans la littérature [28]. Oral qualité de vie liée à la santé
a été évaluée par les huit rubrique «Impacts oraux sur le rendement quotidien« inventaire (OIDP) de fréquence [29]. "Au cours des 6 derniers mois, combien de fois ont des problèmes avec la bouche et les dents vous ont causé des difficultés avec: manger et profiter de la nourriture; parler et prononcer clairement: le nettoyage des dents; dormir et se détendre; souriant et montrant les dents sans gêne; le maintien de l'état émotionnel d'habitude; appréciant le contact avec les gens et la réalisation de travaux majeurs "Chaque point a été marqué sur une échelle de 5 points, comme suit:? (1) jamais affecté, (2) moins d'une fois par mois, (3) une ou deux fois par mois, ( 4) une ou deux fois par semaine, (5) tous /presque tous les jours. Aux fins de l'analyse des éléments ont été dichotomisés en (1) affectée (y compris les catégories 2-5) et (0) jamais affecté (catégorie 1). Un score total, OIDP fréquence SC, a été construit à partir des 8 représentations factices. OIDP fréquence SC (0-8) a été dichotomisée en (0) aucune performance quotidienne affectée (score 0) et (1) au moins un rendement quotidien touchés (y compris score à 1 à 8). L'inventaire de OIDP a été testé pour les propriétés psychométriques précédemment à la fois en Norvège et en Suède [30,31]. L'analyse statistique
Toutes les analyses ont été effectuées en utilisant SPSS pays sage version 20 (SPSS Inc., Chicago, IL, USA) et la version 13.1 (Stata Corporation, College station, TX, USA) STATA. Inverse probabilité pondération (IPW) a été utilisé pour ajuster les estimations pour les réponses manquantes et la perte de suivi. Par IPW, les participants de la cohorte sont pondérés par l'inverse de leur probabilité d'être followed- jusqu'à [32]. Dans un premier temps, les participants et les abandons ont été comparés sur les conditions sociales évaluées en 2007 [26]. IPW ont été estimées en ajustant un modèle de régression logistique avec des variables qui ont contribué à suivi. L'IPW a été calculé de la manière suivante: (I) un modèle de régression logistique a été ajusté pour chaque variable de résultat et les variables ont été incluses dans le modèle pour déterminer si les sujets qui sont restés dans l'étude différaient de ceux perdus pour le suivi. (II) Sur la base du modèle estimé, les probabilités ont été calculées pour chaque participant. (III) Inverse des probabilités a été appliqué en tant que poids dans les modèles de régression logistique non désaisonnalisées et ajustées. analyses bivariées non ajustés ont été réalisées avec les cohortes intactes (n = 2947 en Norvège et n = 4862 en Suède) en utilisant le Q de Cochrane pour les mesures répétées et tableaux croisés avec tests du chi carré. Pour le modèle latent du cycle de vie de l'effet, plusieurs modèles de régression logistique pas à pas ajustés en utilisant IPW ont été ajustés séparément pour chaque année de l'enquête et le pays avec des rapports de cotes (OR) et l'intervalle de confiance de 95% (IC). Au début de la vie condition sociale des variables ont été saisies à l'étape 1 et les variables de condition sociale plus tard, la vie à l'étape 2. Dans chaque modèle de régression logistique multiple, R Nagelkerke
2 ont été calculés. R Nagelkerke 2 est un carré pseudo R qui généralisent le coefficient de détermination avec des valeurs comprises entre 0 et 1, où 0 indique que le modèle n'explique rien au sujet de la variation et 1 que le modèle explique complètement la variation des variables de résultats. Les changements dans l'association des conditions sociales avec les résultats de santé bucco-dentaire dans le temps ont été modélisés à l'aide des équations d'estimation généralisées (GEE) avec une variance robuste estime pour tenir compte des effets de grappe d'observations répétées
. Résultats
En Norvège, 74,3% et 67,5 % des non-répondeurs et répondeurs (p & lt; 0,001) ont déclaré avoir l'éducation inférieure. En Suède, des différences statistiquement significatives entre les répondants et les non-répondants ont eu lieu au sujet de pays étranger de naissance (5,4% contre 9,9%, p & lt; 0,001) et l'état civil célibataire (67,8% versus 79,2%, p & lt; 0,001) lors de l'évaluation en 2007 [26]
en Norvège, le pourcentage de perte de dents et orales impacts. (OIDP & gt; 0) en 2007 étaient de 21,8% et 23,2%. Les chiffres correspondants en 2012 étaient de 29,0% et 28,4%. En Suède, le pourcentage de perte de dents et impacts oraux en 2007 était de 25,9% et 27,3%, et en 2012, 27,3% et 20,4%. Prévalence d'être unique, sans emploi et ayant un réseau social étroit a augmenté dans les deux pays au cours des 5 ans de suivi (tableau 1) .Table 1 Caractéristiques socio-économiques et les indicateurs de santé bucco par année d'enquête en Norvège (n = 2947) et la Suède (n = 4862), basé sur les individus avec des données complètes
Norvège
Suède
Variables
Catégories
2007 % (n)
2012% (n)
2007% (n)
2012% (n)
Sexe
Femme
48,8 (1415)
51.2 (2489)
Homme
51.2 (1486)
48,8 (2373)
Pays de naissance
autochtones
98.1 (2822)
94,6 (4520)
étrangères
1.9 (56)
5.4 (259)
Education
supérieur
32,5 (770)
24.3 (1027)
Lower
67,5 (1601)
75,7 (3192)
statut de travail
Travailler
53,3 (1498)
33,5 (936)
48,7 (2303)
22,3 (1027)
Pas de travail
46,7 (1314)
66,5 (1858) ***
51.3 (2428)
77,7 (3585) ***
statut matrimonial Marié
80.4 (2314)
77.3 (2265)
79.2 (3781 )
76,0 (3524)
unique
