Prise de compléments alimentaires chez les patients atteints de cancer ou en rémission dans la cohorte NutriNet-Santé

Br J Nutr. 2015 113(8):1319-29

Pouchieu C, Fassier P, Druesne-Pecollo N, Zelek L, Bachmann P, Touillaud M, Bairati I, Hercberg S, Galan P, Cohen P, Latino-Martel P, Touvier M.

La prise de compléments alimentaires (CA) est susceptible d’agir sur le pronostic de cancer, le risque de récidive et de 2ème cancer. Alors que cette consommation chez les patients atteints de cancer est largement documentée aux Etats-Unis, elle est nettement moins décrite en Europe et particulièrement en France. Les objectifs de cette étude étaient : 1) d’évaluer la consommation de CA et les facteurs associés dans un large échantillon de patients atteints de cancer ou en rémission en France, 2) d’évaluer l’implication des médecins dans la prise de CA de leurs patients et 3) d’estimer l’ampleur des pratiques de consommation de CA potentiellement « à risque » chez ces personnes.

Les données ont été collectées par auto-questionnaires sur Internet chez les participants de la cohorte NutriNet-Santé. Au total, 1081 personnes avaient fourni des informations sur leur consommation de CA après leur diagnostic de cancer. Les consommateurs de CA ont été comparés aux non-consommateurs vis-à-vis de différentes caractéristiques sociodémographiques et liées au mode de vie.

29 % des hommes et 62 % des femmes ont rapporté prendre au moins un CA après le diagnostic de leur cancer. L’automédication représentait 45 % des prises. Vitamine D, B6, C et magnésium étaient les nutriments les plus fréquemment consommés. 14 % des consommateurs ont commencé à prendre ces produits après leur diagnostic de cancer. Pour 35 % des CA déclarés, aucun des médecins n’étaient informés de la consommation de CA par leurs patients. La prise de CA était associée à un mode de vie plus sain (poids normal, non-fumeur, meilleure alimentation) et la contribution des CA aux apports nutritionnels totaux était très élevée : plus de la moitié des apports quotidiens totaux pour les vitamines D, B6, E et B12. 18 % des personnes atteintes de cancer et consommatrices de compléments alimentaires avaient des pratiques de consommation potentiellement « à risque » : 30 personnes ayant une histoire tabagique avaient consommé des compléments à base de β-carotène, 44 avaient pris des compléments alimentaires contre-indiqués dans certains types de cancer (hormono-dépendants notamment) et 39 participants avaient pris simultanément des compléments et des médicaments pour lesquels des interactions délétères (modérées ou sévères) étaient répertoriées dans la littérature.

Cette étude suggère que la prise de CA est très répandue chez les survivants du cancer, en grande partie sans contrôle médical et avec une proportion importante de personnes ayant des pratiques de prise de CA potentiellement « à risque ». Les médecins devraient plus systématiquement discuter de la prise de CA avec leurs patients atteints de cancer.

http://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/25826598





Etude descriptive des comportements sédentaires chez 35444 adultes français occupant un emploi : résultats transversaux de l’étude ACTI-Cités

BMC Public Health. 2015 15:379

Saidj M, Menai M, Charreire H, Weber C, Enaux C, Aadahl M, Kesse-Guyot E, Hercberg S, Simon C, Oppert JM.

Considérant les évènements défavorables à la santé associés aux comportements sédentaires, il existe un besoin de mieux comprendre le contexte dans lequel ces comportements se déroulent dans le cadre de la santé publique. Nous avons étudié les comportements sédentaires auto-déclarés par type de jour (travaillé/non travaillé), l’emploi et les perceptions à l’égard de l’activité physique dans un grand échantillon d’adultes.

Nous avons évalué les comportements sédentaires transversalement chez 35444 adultes occupant un emploi (moyenne ± EC âge : 44,5 ± 13,0 ans) issus de la cohorte internet française NutriNet-Santé. Les participants ont auto-déclaré leurs comportements sédentaires évalués par le temps passé assis (au travail, dans les transports, pendant le temps libre) et le temps passé à des divertissements sédentaires (TV/DVD, ordinateur, autres activités sur écran, autres activités sans écran) pendant les jours de travail et les jours non travaillés, ainsi que le type d’emploi (de principalement assis à travail manuel difficile) et les perceptions à l’égard de l’activité physique. Les associations entre chaque type de comportement sédentaire et le type d’emploi et les perceptions à l’égard de l’activité physique ont été analysées par type de jour via des analyses de régression linéaire multiple.

Les jours travaillés, les adultes passaient en moyenne (EC) 4,17 (3,07) h/j assis au travail, 1,10 (1,69) h/j assis dans les transports, 2,19 (2,62) h/j assis pendant leur temps de loisir, 1,53 (1,24) h/j à regarder la TV/DVD, 2,19 (2,62) h/j sur d’autres écrans, et 0,97 (1,49) h/j assis sans écran. Les jours non travaillés, c’était 0,85 (1,53) h/j assis dans les transports, 3,19 (2,05) h/j assis pendant leur temps de loisir, 2,24 (1,76) h/j à regarder la TV/DVD, 1,85 (1,74) h/j sur d’autres écrans et 1,30 (1,35) assis sans écran. Le temps passé à des comportements sédentaires différait en fonction du type d’emploi, avec plus de comportements sédentaires en dehors du travail (temps assis et temps de divertissement), chez ceux qui exercent des professions sédentaires, en particulier les jours travaillés. Des perceptions négatives à l’égard de l’activité physique étaient associées avec plus de comportements sédentaires en dehors du travail (temps assis et temps de divertissement), indépendamment du type de jour.

Un nombre important d’heures d’éveil était passé à divers comportements sédentaires les jours travaillés et non travaillés. Etre sédentaire au travail était associé à plus de comportements sédentaires en dehors du travail. Les perceptions négatives à l’égard de l’activité physique pourraient influencer la durée du temps passé à des comportements sédentaires. Ces données devraient aider à mieux identifier des groupes cibles dans le cadre d’interventions de santé publique visant à réduire les comportements sédentaires chez les adultes occupant un emploi.

https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/25884816





Troubles fonctionnels digestifs et association avec l'indice de masse corporelle chez 35,447 adultes

Aliment Pharmacol Ther. 2015 41(8):758-67

Le Pluart D, Sabaté JM, Bouchoucha M, Hercberg S, Benamouzig R, Julia C.

L'obésité est considérée comme un facteur de risque pour la survenu de troubles fonctionnels gastro-intestinaux (TFGIs).

Le but de cette étude était d'évaluer si les TFGIs étaient associés à des groupes d'indice de masse corporelle spécifiques.

Dans une étude prospective, 1074 patients consécutifs consultant pour TFGIs ont rempli un questionnaire standard afin d'évaluer la présence de troubles fonctionnels gastro-intestinaux selon les critères de Rome III ainsi que d'autres symptômes, et ont été affectés à cinq groupes selon leur IMC : poids insuffisant (≤ 18.5 kg/m²), poids normal (> 18,5 à 25 kg/m²), surcharge pondérale (25-30 kg/m²), obèses (> 30-35 kg/m²), et obésité morbide (> 35 kg/m²). L'analyse des données a été effectuée en utilisant une régression logistique multinomiale.

Les patients avec TFGIs présentaient des caractéristiques démographiques et cliniques spécifiques selon les groupes d'IMC. Les patients avec un IMC normal étant le groupe de référence, les patients en surpoids étaient plus âgés (P = 0,001). Ils rapportaient plus fréquemment la présence de globus (P = 0,001), de régurgitation (P = 0,004), de détresse postprandiale (P = 0,009) et moins souvent la présence de dysphagie (p = 0,003) et de troubles ano-rectaux non spécifiques (P = 0,002). Les patients TFGIs obèses rapportaient plus fréquemment une régurgitation (P <0,001). Les patients TFGIs avec obésité morbide rapportaient plus fréquemment une dyspepsie (P = 0,046). Les patients TFGIs avec insuffisance pondérale étaient plus jeunes (p <0,001), présentaient une prédominance féminine (P = 0,006) et avaint une forte prévalence de dysphagie (P = 0,013).

Chez les patients TFGIs, la fréquence des régurgitations augmente avec l'IMC depuis les patients souffrant d'insuffisance pondérale jusqu'aux patients obèses, mais il n'y a aucune différence entre les patients d'IMC normale et les patients souffrant d'obésité morbide.

http://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/25728697





Validation d'un questionnaire mesurant les motivations de choix alimentaires notamment les préoccupations vis à vis de la durabilité

Appetite. 2015 87:90-7

Sautron V, Péneau S, Camilleri GM, Muller L, Ruffieux B, Hercberg S, Méjean C.

Depuis les années 1990, la durabilité de l’alimentation est devenue une préoccupation croissante pour les consommateurs. Cependant, il n’existe à ce jour aucun outil validé permettant de mesurer les motivations des consommateurs lors d’achats alimentaires en tenant compte de la durabilité. Nous avons par conséquent développé un questionnaire évaluant les motivations liées aux choix alimentaires lors de l’achat et analysé ses propriétés psychométriques. Le questionnaire initial comprenait 104 items répartis en quatre dimensions prédéfinies (environnementale, sociale, économique et diverse). Il a été administré à 1000 sujets choisis aléatoirement parmi les participants de l'étude de cohorte Nutrinet-Santé. La structure sous-jacente du questionnaire a été déterminée par une analyse factorielle exploratoire puis validée par une analyse factorielle confirmatoire. De plus, la fiabilité a été évaluée par la mesure de la cohérence interne des dimensions identifiées et par la fidélité test-retest. Un total de 637 individus a complété le questionnaire. Après avoir sélectionné les items les plus pertinents, l'analyse factorielle a permis de dégager neuf dimensions représentant les motivations des consommateurs : l'éthique et l'environnement, la production locale et traditionnelle, le goût, le prix, les limitations d’achat liées à l'environnement, la santé, la simplicité d’utilisation, l'innovation et l'absence de produits chimiques. Le modèle a démontré une excellente validité interne (adjusted goodness of fit index = 0,97; standardized root mean square residuals = 0,07) et une fiabilité satisfaisante (cohérence interne = 0,96, coefficient kappa de Cohen ajusté sur les biais et la prévalence se situant entre 0,31 et 0,68 sur une période moyenne de 4 semaines).

Cette étude a permis l'identification précise de différentes motivations liées aux achats alimentaires et propose un outil original, multidimensionnel, validé et applicable à de larges populations pour évaluer les motivations des consommateurs au cours de leurs achats alimentaires, particulièrement en termes de durabilité de l’alimentation.

http://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/25529817





Etude de validation de l’outil mesurant les consommations dans l’Etude-Nutrinet Santé

Br J Nutr. 2015 113(6):953-62

Lassale C, Castetbon K, Laporte F, Camilleri GM, Deschamps V, Vernay M, Faure P, Hercberg S, Galan P, Kesse-Guyot E.

Une étude de validation a été réalisée chez environ 200 sujets afin de comparer les données collectées par 3 enregistrements de 24 h (24hDR) avec des biomarqueurs plasmatiques et urinaires (24hU).

Les différences entre 24hDR et 24hU étaient, chez les hommes, de 12,9 % pour les protéines, +2,59 % pour le potassium et -2,10 % pour le sodium, et chez les femmes, -11,0 %, -3,65 % et -8,31 % respectivement sur données brutes. En appliquant la méthode de la réduction de variance, la différence devenait plus faible pour les protéines et le sodium, mais pas pour le potassium. Le pourcentage de normodéclarants était supérieur après application de la méthode de réduction de variance : 58 % à 73 % (protéines), 59 % à 83 % (potassium), 33 % à 63 % (sel).

Les analyses sur les consommations de groupes d’aliments ont montré des coefficients de corrélation non-ajustés compris, chez les hommes, entre 0,14 (légumes et vitamine C plasmatique) et 0,54 (fruits et vitamine C plasmatique) et entre 0,35 (poisson et EPA) et 0,45 (poisson et DHA). Chez les femmes, les coefficients allaient de 0,21 (légumes et vitamine C plasmatique) à 0,41 (fruits et β‑carotène plasmatique) et de 0,12 (poisson gras et EPA) à 0,43 (poisson et DHA). Concernant les micronutriments, les corrélations brutes étaient comprises entre 0,41 (EPA) et 0,53 (vitamine C et β‑carotène) chez les hommes et entre 0,39 (β‑carotène) et 0,45 (DHA) chez les femmes. Ces coefficients restaient relativement similaires après ajustement.

La répétition de 3 enregistrements de 24 heures auto-administrés avec l’outil développé pour l’étude NutriNet-Santé présente une validité acceptable pour estimer les apports usuels en protéines, potassium et sodium.

http://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/25772032









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