Principales limites des enquêtes de couverture vaccinale et de l’analyse réalisée

6.3.1 Limites pour la validité interne des enquêtes

Biais de sélection :

Plusieurs mesures ont été prises afin d’améliorer les taux de réponse des études de couverture vaccinale réalisées de 2006 à 2016. Toutefois, les taux de réponse obtenus dans chacune des études de couverture

vaccinale de 2006 à 2016 ont varié de 61 % à 73 % dépendamment de l’année de l’enquête et de la cohorte d’âge. Nous avons comparé les couvertures vaccinales entre les répondants à chacune des étapes de la collecte des données, mais la vérification entre les répondants et les non répondants qui permettrait de s’assurer qu’il n’y a pas de biais de sélection n’a pu être réalisée. Pour cette analyse, nous avons émis l’hypothèse que la couverture vaccinale des non répondants est similaire à celle de ceux qui répondent après plus d’efforts, mais cette hypothèse n’a pu être confirmée et l’information vaccinale sur environ 40 % des enfants demeure inconnue. C’est pourquoi, la possibilité d’un biais de sélection ne peut pas complètement être exclue. Nous avons tout de même réalisé des analyses de sensibilité en attribuant aux non répondants, la couverture vaccinale estimée auprès des répondants à la suite du 3e _{et du 4}e _{contact. La couverture vaccinale cumulative} incluant les non répondants a ainsi été estimée à 76,7 % (IC à 95 % 75,5; 77,9) en comparaison à 80,5 % (IC à 95 % 78,7; 82,3) pour ceux qui ont répondu après le 1er _{contact. Puisque la différence entre les répondants au} contact # 3 et les répondants au contact # 1 semblait principalement associée à des doses manquantes pour les vaccins de 18 mois, il semble que peu d’enfants des répondants tardifs soient complétement non vaccinés.

Dans le contexte de notre étude, il est possible que le statut vaccinal de l’enfant ou la présence de retards vaccinaux (Y) influence la participation à l’étude (P). Cette situation correspond au mécanisme des données manquantes de façon non aléatoire décrit par Rubin (2002) (92). Beackman & al., 2014 ont comparé les couvertures vaccinales disponibles dans un registre de vaccination entre la cohorte initiale qui a été sélectionnée pour l’étude et la cohorte totale qui a participé à l’étude. Ces derniers ont observé des estimations de couvertures vaccinales inférieures de 1 à 2 % pour la cohorte initiale comparativement à la cohorte qui a participé à l’étude, suggérant la possibilité d’un biais de sélection (82). Dans chacune des enquêtes de couverture vaccinale réalisée au Québec, la distribution des répondants pour plusieurs caractéristiques sociodémographiques était comparée avec celle publiée par l’Institut de la statistique du Québec et généralement les distributions étaient comparables. Toutefois, ces données ne nous permettaient pas d’avoir l’information pour la comparaison de nos principales variables dépendantes d’intérêt avec une source extérieure entre les répondants et les non répondants (90).

Il nous apparaît peu probable que l’association observée dans notre étude entre les retards vaccinaux et le statut vaccinal à 24 mois soit expliquée par un biais de sélection. Cette association a déjà été documentée dans la littérature et il nous semble peu probable que l’association observée chez les répondants soit différente de celle observée chez les non répondants et l’ensemble de la population cible (11,38,73–75). Dans le cadre d’une revue systématique réalisée par Smith & al., en 2017 (116), les facteurs affectant la couverture vaccinale chez le jeune enfants ont été documentés. Des facteurs associés à l’accessibilité à la vaccination (e.g. difficulté de

prendre un rendez-vous), qui peuvent être étroitement liés à la présence de retards vaccinaux, ont été identifiés dans quelques études retenues.

Biais d’information :

Des erreurs dans la mesure du statut vaccinal de l’enfant causeraient un biais d’information. Les enfants incomplètement vaccinés pourraient être faussement classés comme complètement vaccinés et vice versa. Afin de minimiser ce biais, les données de vaccination obtenues par questionnaire ont été validées auprès d’une autre source lorsque l’enfant était incomplètement vacciné ou avec des doses invalides. Nous avons émis l’hypothèse que les enfants complètement vaccinés étaient réellement complètement vaccinés. Cette hypothèse pourrait avoir conduit à une sur estimation de la couverture vaccinale. Cette sur estimation, si elle existe, serait toutefois minimale compte tenu des données disponibles suggérant une bonne spécificité du carnet de vaccination (13–15). De plus, la vaccination au Québec n’étant pas obligatoire, il nous apparait peu probable que les parents aient rapporté des doses de vaccin non inscrites au carnet de leur enfant. Aussi, puisque seulement l’information écrite a été considérée pour l’évaluation du statut de l’enfant, une sous-estimation de la couverture vaccinale ne peut être exclue, bien que peu probable compte tenu que plusieurs sources ont été utilisées pour établir le statut vaccinal final de l’enfant (16). La présence d’un biais de rappel est peu probable puisque l’on demandait aux parents de retranscrire l’information disponible dans le carnet de l’enfant et au besoin, une copie du carnet pouvait être envoyée à l’équipe de recherche. Enfin, pour les enfants avec un statut incomplet, nous avons considéré que l’information provenant des vaccinateurs était adéquate, bien que cette source puisse être incomplète (15).

Il apparaît peu probable que les erreurs dans la mesure du statut vaccinal dépendent de la présence ou non de retards vaccinaux et inversement. Les erreurs de mesures, si elles existent, seraient ainsi non différentielles. Habituellement, les erreurs non différentielles entraînent un biais de la mesure d’association vers la valeur nulle et donc une sous-estimation de l’association réelle. Les erreurs dans la mesure des retards vaccinaux et du statut vaccinal peuvent être considérées comme étant corrélées puisque la même source est utilisée pour mesurer l’exposition et l’issue. Ces erreurs seront influencées par les erreurs dans la documentation de l’information vaccinale. On aurait pu voir une association entre les retards vaccinaux et le statut vaccinal dans les données (voie alternative entre l’exposition et l’issue mesurées) même en l’absence d’association entre les deux variables. Toutefois, cette association a déjà été documentée dans la littérature et demeure plausible. La direction du biais dans une telle situation pourrait être variable (147).

Biais de confusion :

Les variables incluses dans les questionnaires ont été choisies à la suite d’une revue de littérature exhaustive sur les déterminants du statut vaccinal et des retards vaccinaux. Toutefois, comme il s’agit d’études

observationnelles, nous ne pouvons exclure la possibilité de confusion résiduelle. Certaines variables, telles que les opinions des parents envers la vaccination n’ont pas été incluses dans notre analyse puisqu’elles n’ont pas été recueillies de façon systématique durant toutes les enquêtes ou qu’elles étaient très différentes d’une enquête à l’autre. Les enfants des parents avec des opinions défavorables à la vaccination peuvent être proportionnellement plus nombreux à avoir un statut vaccinal incomplet à 24 mois et cette variable pourrait avoir confondue l’association observée entre les retards vaccinaux et le statut vaccinal à 24 mois (Figure 6.1) (148). Pour avoir un statut vaccinal incomplet à 24 mois, il faut certainement que l’enfant ait présenté un retard à une ou des visites de vaccination. Ainsi, même si les opinions influencent le statut de l’enfant, sans la présence de retard vaccinal, il n’y aurait pas d’impact sur le statut vaccinal à 24 mois. Toutefois, puisque notre analyse a porté sur les nouveaux retards à chacune des visites à 2, 4, 6 et 12 mois et que la visite de 18 mois n’a pas été considérée, il est possible que le risque d’un statut incomplet à 24 mois (issue) chez les enfants sans retard à ces visites (exposition) soit différent entre les enfants de parents défavorables et favorables à la vaccination (facteur de confusion possible). Les opinions seraient alors associées au statut vaccinal indépendemment de l’association entre les opinions et le retard vaccinal. Aussi, il est fort probable que les parents avec des opinions défavorables à la vaccination retardent la vaccination de leur enfant en plus grande proportion que ceux avec des opinions favorables et cette pratique a été décrite dans le contexte du phénomène de l’hésitation à la vaccination (46). Le facteur de confusion potentiel (opinions) serait ainsi associé à l’exposition (retards vaccinaux). Il nous apparaît peu probable que les opinions des parents soient un facteur intermédiaire de l’association entre les retards vaccinaux et le statut vaccinal (147). Comme une association directe entre les opinions et l’exposition et l’issue est envisagée (la présence d’opinions défavorables augmentent la probabilité de retards vaccinaux et d’un statut incomplet à 24 mois), on s’attend à un effet confondant positif, soit que la mesure non ajustée (estimée dans notre analyse) pour les opinions serait supérieure à la mesure ajustée (effet réel dans la population) (149).

Pour les autres facteurs mesurés, ils sont cohérents avec ce que l’on retrouve dans la littérature (10,11,11,27,31,32,39,41,55,73,121,125,134) et le jugement pour les considérer comme facteurs de confusion potentiels a été présenté au Tableau 2.6.

Figure 6.1: Graphiques acyclique et orienté pour exprimer la possibilité d’un biais de confusion pour la mesure de l’impact des retards vaccinaux sur le statut vaccinal à 24 mois.

Interprétation de la fraction attribuable dans la population :

Nous avons estimé dans la population, la fraction des enfants avec un statut incomplet à 24 mois qui était attribuable aux retards vaccinaux en ajustant pour tous les facteurs de confusion potentiels disponibles dans nos données, sans aucune sélection (105,106). L’impact du retard vaccinal pour les premiers vaccins sur le statut vaccinal avait aussi été observé auparavant. Notre analyse a permis de mettre en évidence l’impact des retards aux autres visites de vaccination sur le statut vaccinal. La mesure de la fraction attribuable est utilisée afin de quantifier la fraction d’une issue pouvant être éliminée si l’exposition était complètement éliminée de la population. Toutefois, une telle interprétation requiert certaines conditions parfois difficilement vérifiables (108,109). Premièrement, la relation entre l’exposition et l’issue doit être causale. Par l’estimation du risque selon le model « counterfactual » à l’aide de la standardisation, nous avons tenté d’estimer un effet causal pour l’effet du retard sur le statut vaccinal incomplet. En utilisant les probabilités prédites obtenues à l’aide des estimations d’équations généralisées avec un estimateur robuste de la variance et une distribution de travail Poisson, nous avons été en mesure de calculer une différence de risque standardisée. Cependant, les causes primaires qui amènent les retards vaccinaux n’ont pas été évaluées et l’élimination complète des retards pourrait réduire de façon moins importante la proportion d’enfants avec un statut incomplet que ce que nous avons estimé avec la fraction attribuable. Deuxièmement, l’estimation de la fraction attribuable doit être non biaisée. Tel que discuté plus haut, les facteurs inclus dans l’analyse ont été identifiés suite à une revue de littérature exhaustive, mais dans le contexte d’une étude observationnelle, nous ne pouvons exclure la possibilité de confusion résiduelle. Finalement, l’élimination de l’exposition ne doit pas avoir d’effet sur la distribution des autres facteurs. Comme la plupart des facteurs inclus dans l’analyse sont des facteurs non modifiables, il est

peu probable que l’élimination des retards vaccinaux ait un impact sur la distribution des autres facteurs de risque. Cette faible probabilité est également liée au fait que ces facteurs sont des facteurs qui précèdent l’apparition des retards vaccinaux.

6.3.2 Limites pour la validité externe de l’étude

L’échantillon d’enfants utilisé pour cette analyse est un échantillon aléatoire généré à partir d’une banque de « recensement » des enfants québécois. Pour chacune des enquêtes, des échantillons stratifiés et proportionnels en fonction du poids démographique de chacune des régions sociosanitaires du Québec ont été obtenus pour chacune des cohortes (1 an et 2 ans). Cette méthode maximise la probabilité d’obtenir un échantillon représentatif de l’ensemble des enfants âgés de 1 an et 2 ans de la province. Pour chacune des enquêtes lorsque c’était possible, les caractéristiques de l’enfant et de sa famille inclus dans l’étude ont été comparées avec les données de l’Institut de la statistique du Québec et elles étaient similaires. Aussi, l’estimation de la fraction attribuable dans la population est une mesure d’impact qui dépend de la prévalence des retards vaccinaux en plus de la force d’association entre les retards et le statut incomplet à 24 mois. Puisque la prévalence des retards vaccinaux ainsi que la force d’association peuvent varier entre différentes populations, il faudrait être prudent quant à la généralisation des estimations de la fraction attribuable obtenues dans notre analyse à d’autres populations (109).