ARTICLE
Auteur(s) : Martine Hours1, Lucile
Montestrucq1, Marie Arslan1, Marlene
Bernard1, Harouna El Hadjimoussa1, Martine Vrijheid2, Isabelle Deltour2, Elisabeth Cardis2
1Unité mixte de recherche épidémiologique et de
surveillance transport travail environnement, (UMR T9002
Inrets/UCBL/InVS), Domaine Rockefeller, 18, avenue Rockefeller,
Université Lyon1, 69373 Lyon cedex 08, Université Lyon F69000 Lyon
Inrets F69500 Bron
2Centre international de recherche sur le cancer (CIRC),
145, cours Albert Thomas, IARC, F69008 Lyon
À ce jour, on estime à plus de 47 millions le
nombre d’utilisateurs de téléphones mobiles en France
(source : AFOM1 2006), soit plus
de 2 Français sur 3 ; ils étaient 1 million en 1994
et 10 millions en 1998. Le chiffre de plus de 1 milliard
d’utilisateurs dans le monde est avancé (Union internationale des
télécommunications, UIT).Devant un tel développement, certains se
sont inquiétés du risque sanitaire que pourrait engendrer cette
technologie. En effet, la téléphonie mobile utilise des champs
électromagnétiques comme supports de transmission de l’information.
Or, au sein du spectre des champs électromagnétiques, ceux qui ont
une fréquence extrêmement basse (50 Hz, notre réseau
d’électricité) ont été classés comme cancérogènes possibles par le
Centre international de recherche sur le cancer (CIRC) [1]. Les
champs électromagnétiques utilisés dans le domaine des
télétransmissions appartiennent quant à eux à la gamme des
micro-ondes, de fréquence beaucoup plus élevée, pour lesquels les
données existantes sont contradictoires en ce qui concerne un tel
risque.De nombreuses études expérimentales ont été réalisées à ce
jour. Des effets sur la cellule ont été mis en évidence pour des
niveaux de débit d’absorption spécifique (DAS) élevés,
correspondant à des effets thermiques. Des recommandations
internationales basées sur ces éventuels effets thermiques ont été
émises afin de limiter l’exposition aux champs électriques,
magnétiques et électromagnétiques ; les valeurs limites, ont
été fixées par l’Institute of Electrical and Electronics Engineers
(IEEE, Standards Coordinating Committee 28) en 1991 et par
l’International Commission on Non-Ionizing Radiation Protection
(ICNIRP) en 1998 [2]. L’Organisation mondiale de la santé (OMS) et
le Conseil de l’Union européenne ont conforté ces valeurs en 1999
(Recommandation 1999/519/CE du 12 juillet 1999) [3].Au niveau
des DAS délivrés par les téléphones mobiles, les résultats des
études expérimentales sont plutôt en faveur de l’absence d’effet
[4], en particulier les études de génotoxicité [5-7] et de
cancérogenèse [8-10]. Les études s’intéressant aux effets
promoteurs sont également négatives [11, 12] pour des DAS
inférieurs à 1,4 W/kg. L’existence potentielle d’une
perméabilité accrue de la barrière hématoencéphalique [13, 14], n’a
pas été retrouvée plus récemment [15].Plusieurs études
épidémiologiques étudiant la relation entre l’usage de téléphones
mobiles et les tumeurs de la tête sont négatives [16-18], mais
elles manquent souvent de puissance ou de recul dans le temps. En
revanche, plusieurs études [19, 20], dont celle regroupant les
données INTERPHONE des pays du Nord de l’Europe [21], ont mis en
évidence l’existence d’une possible relation entre l’exposition aux
radiofréquences et l’existence de neurinomes de l’acoustique (pour
une durée d’exposition de plus de 10 ans). En ce qui concerne
les gliomes, les études sont contradictoires [19, 22-26]. Ces
études nécessitent d’être complétées par des études de
puissance plus importante.Soucieuse de répondre aux interrogations
du public, l’Union européenne a décidé de financer une étude
épidémiologique, coordonnée par le CIRC, dont l’objectif est
d’établir si les radiofréquences émises par les téléphones mobiles
sont associées à un risque accru de tumeurs du système nerveux
central. Une étude internationale de type cas-témoin, INTERPHONE, a
été réalisée dans 13 pays, incluant plus de 5 000 cas, le
risque potentiel recherché étant vraisemblablement assez
faible.Afin de pouvoir répondre à la question et pour pallier les
limites des études précédemment publiées, outre le fait que l’étude
doit regrouper de très nombreux participants, il a été décidé de
mesurer l’exposition des sujets en termes de puissance reçue dans
chaque zone de la tête exposée aux champs électromagnétiques émis
par leur téléphone mobile. Dans la mesure où il n’est pas possible
de mesurer la dose réelle reçue, une approximation de cette dose a
été élaborée à partir des données rapportées par chaque individu
(nombre et durée des appels, historique et type des appareils
utilisés, conditions d’utilisation…) et des réseaux d’opérateurs
(puissance du réseau émise, système de contrôle de puissance,
équipement du réseau dans chaque zone d’étude…). Les outils servant
ainsi à évaluer l’exposition des sujets doivent nécessairement être
validés.L’objectif de cet article est d’étudier la capacité du
questionnaire INTERPHONE à recueillir des données fiables sur
l’utilisation passée du téléphone mobile, par comparaison des
données quantitatives déclaratives recueillies par le questionnaire
et des données individuelles réelles enregistrées par les
opérateurs de téléphonie mobile sur la même période. Le second
objectif est de rechercher quels facteurs pourraient expliquer une
discordance entre données déclaratives et données mesurées.Dans un
second temps, l’étude de validation a permis d’évaluer la puissance
émise par les téléphones des volontaires utilisant, pendant
1 mois en conditions usuelles, des modèles de téléphones
expérimentaux. L’analyse de l’exposition individuelle de chaque
sujet, pendant un mois supplémentaire (avril 2001), a alors
été rendue possible grâce aux enregistrements exhaustifs des appels
(passés et reçus) et des niveaux de puissance délivrés par le
téléphone au niveau de la tête. Les résultats de cette seconde
phase feront l’objet d une publication séparée.
Matériel et méthode
Population d’étude
Pour se rapprocher de la population d’INTERPHONE, l’échantillon de
personnes volontaires répondait aux critères suivants :
- – résider dans les zones où a lieu le recrutement
d’INTERPHONE ;
- – être utilisateur régulier de téléphone mobile depuis
au moins 6 mois ;
- – être le principal utilisateur du téléphone mobile sur
la durée du test de validation ;
- – avoir donné son consentement écrit pour le recueil des
enregistrements de consommation auprès des opérateurs de téléphonie
mobile.
En France, 73 personnes ont participé à l’étude. Dans la
mesure du possible, ces personnes ont été contactées dans divers
milieux sociaux.
Tableau 1 Description de la consommation mesurée par
les opérateurs des 73 volontaires en fonction de leurs
caractéristiques sociodémographiques et de leurs habitudes.
|
|
N (%)
|
Nombre moyen mensuel d’appels avec mobile (ET) (mesuré par
opérateurs)
|
Durée moyenne mensuelle des appels (ET) (mesurée par opérateurs)
en h/mois
|
|
Sexe
|
Homme
|
47 (64,4)
|
178,8 (381,6)
|
6,3 (7,1) ‡
|
|
Femme
|
26 (35,6)
|
133,4 (93,1)2
|
5,4 (5,6) ‡
|
|
Âge
|
< 30 ans
|
13 (17,8)
|
236,4 (90,1)
|
10,5 (7,0) ‡
|
|
30-39
|
23 (31,5)
|
159,5 (179,9)
|
5,7 (6,2) ‡
|
|
40-49
|
15 (20,6)
|
124,7 (114,8)
|
4,4 (5,8) ‡
|
|
50 et +
|
22 (30,1)
|
167,1 (161,3)
|
5,8 (7,4) ‡
|
|
Lieu d’habitat
|
Paris
|
34 (46,6)
|
167,6 (154,7)
|
5,6 (5,9) ‡
|
|
Lyon
|
29 (39,7)
|
175,9 (156,6)
|
7,2 (8,0) ‡
|
|
Autres
|
10 (13,7)
|
107,3 (118,5)
|
3,2 (2,8) ‡
|
|
CSP
|
Directeurs et gérants de société
|
7 (9,6)
|
226,1 (126,4)
|
9,1 (7,3) ‡
|
|
Cadres et prof intel. sup
|
31 (41,4)
|
138,6 (167,7)
|
4,4 (5,4) ‡
|
|
Techniciens
|
15 (20,8)
|
165,0 (119,2)
|
5,5 (4,6) ‡
|
|
Employés, artisans
|
9 (12,3)
|
213,0 (210,8)
|
8,3 (10,3) ‡
|
|
Étudiants
|
11 (15,1)
|
145,6 (85,2)
|
7,3 (7,3) ‡
|
|
Usage en déplacement
|
Non jamais
|
18 (24,7)
|
85,5 (54,1)
|
3,5 (4,8) ‡
|
|
Moins de la moitié du temps
|
35 (47,9)
|
174,6 (161,7)
|
5,8 (6,0) ‡
|
|
Environ la moitié du temps
|
11 (15,1)
|
259,2 (185,0)
|
10,6 (8,8) ‡
|
|
Plus de la moitié du temps
|
7 (9,6)
|
159,7 (143,0)
|
6,1 (7,9) ‡
|
|
La plupart du temps
|
2 (2,7)
|
126,7 (132,0)
|
2,2 (1,8)‡
|
|
Usage d’un kit « mains libres »
|
Non
|
54 (74,0)
|
127,0 (94,3)
|
4,3 (4,1) ‡
|
|
Oui, parfois
|
11 (15,1)
|
245,2 (170,4)
|
10,1 (9,8) ‡
|
|
Oui, mais moins de la moitié du temps
|
7 (9,6)
|
264,0 (307,4)
|
8,5 (9,7)‡
|
|
Oui, plus de la moitié du temps
|
1 (1,4)
|
469,5
|
23,8
|
|
Zone d’usage
|
Essentiellement rurale
|
5 (6,9)
|
91,4 (57,3)
|
2,8 (1,5) ‡
|
|
Aussi bien rurale qu’urbaine
|
14 (19,2)
|
169,8 (200,0)
|
6,1 (10,0) ‡
|
|
Essentiellement urbaine en centre-ville
|
23 (31,5)
|
167,4 (180,1)
|
6,1 (6,5) ‡
|
|
Essentiellement zone suburbaine
|
13 (17,8)
|
147,7 (106,7)
|
6,6 (7,0) ‡
|
|
Urbaine et suburbaine
|
18 (27,7)
|
181,6 (114,1)
|
5,9 (3,8) ‡
|
|
Mode de déclaration du nombre d’appel
|
Par jour
|
45 (61,6)
|
190,7 (174,2)
|
-
|
|
Par semaine
|
14 (19,2)
|
117,7 (98,3)
|
-
|
|
Par mois
|
14 (19,2)
|
117,2 (81,0)
|
-
|
|
Mode de déclaration des durées de communication
|
Par appel
|
33 (45,8)
|
-
|
6,2 (7,1) ‡
|
|
Par jour
|
7 (9,7)
|
-
|
4,7 (3,5) ‡
|
|
Par semaine
|
1 (1,4)
|
-
|
1,9
|
|
Par mois
|
31 (43,1)
|
-
|
5,2 (5,3) ‡
|
Durée de l’étude
La période de suivi des communications fournies par les opérateurs
s’est déroulée d’octobre 2000 à mars 2001. La passation
du questionnaire sur l’usage du téléphone mobile au cours de la
période de surveillance a été réalisée à deux reprises à un an
d’intervalle (mai-juillet 2001 ; mai-août 2002).
Données recueillies auprès des opérateurs de téléphonie
Les données minimales demandées aux opérateurs pour chaque personne
volontaire étaient :
- – le nombre d’appels, donnés et reçus par
mois ;
- – la durée des appels.
Les informations provenant des opérateurs sont considérées comme
gold standard (ou référence étalon) et cette consommation est
qualifiée de réelle.
Le questionnaire
La section « Utilisation du téléphone mobile » du
questionnaire de l’étude INTERPHONE, adaptée à la période de
validation a été utilisée. Elle comprenait les données
suivantes :
- – profession, âge, lieu de résidence et lieu de
travail ;
- – nombre moyen des appels donnés et reçus pendant la
période d’étude ;
- – durée moyenne des appels donnés et reçus pendant la
période ;
- – fréquence d’utilisation du téléphone en déplacement,
en zone urbaine ou rurale ;
- – mode d’utilisation du téléphone (utilisation
d’accessoires, fréquence de déploiement de l’antenne lors des
conversations...
Le questionnaire est complété au cours d’un entretien avec le
volontaire. Les sujets n’ont pas été avertis au préalable qu’ils
seraient interrogés afin d’éviter un éventuel biais dû au fait que
certains sujets pourraient, en le sachant, modifier leur
utilisation du téléphone, ou être plus attentifs à leurs appels. Le
même questionnaire a été utilisé en 2001 et en 2002.
Analyse des données
Paramètres recueillis
Pour chaque individu, le nombre d’appels réels, d’une part, et les
durées réelles d’autre part, ont été cumulés sur la période de
6 mois, puis moyennés sur un mois.
À partir des questionnaires (rapportés selon leur
convenance par appel, par jour, par semaine ou par mois, en minutes
ou en heures), la durée moyenne mensuelle et le nombre moyen
d’appels par mois ont été calculés (données estimées) afin d’être
comparées aux données des opérateurs.
Dans un second temps, le nombre moyen d’appels par mois et leur
durée mensuelle ont été catégorisés a priori, de façon à
distinguer les petits, moyens et gros consommateurs.
Pour le nombre des appels par mois, nous avons constitué 3
classes :
- – moins de 60 appels (soit moins de
2 appels/j) ;
- – 60-599 appels ;
- – 600 appels et plus (soit au moins
20 appels/j).
Pour la durée des appels, nous avons constitué
3 classes :
- – moins de 60 minutes par mois (soit moins de
3 minutes et demi par jour) ;
- – 60-600 minutes ;
- – plus de 600 minutes (plus de 20 minutes par jour) afin
de prendre les mêmes classes que Muscat [17].
Des données qualitatives ont été recueillies par
questionnaire : sexe, âge, catégorie socioprofessionnelle,
fréquence des communications en déplacement, lieu des
communications, type de déclaration des appels (par jour, semaine,
mois, en heures ou en minutes…).
Comparaison entre données estimées et données mesurées
La comparaison de la répartition des effectifs, lorsque les
variables sont qualitatives, s’est faite à l’aide du test du
χ2. En ce qui concerne les données de consommation,
présentant une distribution log-normale, nous avons réalisé une
transformation logarithmique des données. L’analyse de variance
(Anova, analysis of variance) a été réalisée pour tester
l’homogénéité des moyennes selon les modalités de regroupement
(sexe, âge et catégorie socioprofessionnelle). La comparaison des
moyennes entre les séries « questionnaire » et les séries
« opérateurs » a été faite à l’aide du test t de
Student pour séries appariées. Les tests de comparaison n’ont pas
été réalisés lorsque les effectifs étaient inférieurs à 5.
Tous les tests sont réalisés sur les moyennes au seuil de 0,05.
Recherche des facteurs de discordance
Nous avons cherché à voir si l’estimation de la consommation
téléphonique des sujets concorde avec les données des opérateurs
par le coefficient κ. Ce coefficient mesure la concordance entre
deux évaluations (qualitatives) au-delà de celle obtenue par la
chance. La statistique va de - 1 (discordance totale) à + 1
(concordance parfaite). Enfin, une analyse en régression logistique
selon une procédure descendante (p < 0,10) a été réalisée pour
rechercher les facteurs explicatifs des discordances observées. Un
sujet est jugé discordant lorsque le ratio mesurant la différence
entre les données mesurées et les données estimées rapportée aux
données mesurées est supérieur à 1 (durée
estimée - durée mesurée)/durée mesurée) :
c’est-à-dire que le sujet a sur- (ou sous-) estimé sa consommation
du double (ou de la moitié) de sa consommation réelle. Les analyses
ont été réalisées pour les deux années, 2001 et 2002. Cette
comparaison se fait sur les sujets ayant répondu pour les deux
années, ce qui explique certains chiffres de 2001 différents entre
les deux analyses. De plus, une comparaison des sujets discordants
en 2001 et 2002 a été faite afin de voir si les sujets
discordants en 2001 sont les mêmes que les sujets discordants en
2002.
Les analyses ont été menées sous Stata, version 7.
Résultats et discussion
Description de la population étudiée
Soixante-treize volontaires (Paris : 46,6 % ;
Lyon : 39,7 % ; autres zones : 13,7 %) ont
participé à cette étude, soit 47 hommes (64,4 %) et
26 femmes (35,6 %). Les caractéristiques du groupe sont
rapportées dans le tableau 1. Il n’y a
ni agriculteurs ni ouvriers dans l’échantillon. Les personnes
petites utilisatrices du téléphone mobile ne l’utilisent jamais en
déplacement ; ce n’est pas le cas des plus gros utilisateurs
qui utilisent par ailleurs plus les kits mains libres. Il n’y a pas
de différence de consommations téléphoniques mobiles en fonction de
la zone géographique d’habitat, à l’exception des utilisateurs en
zone rurale stricte qui sont de petits consommateurs (différence
cependant non significative).
Comparaison entre les données enregistrées par les opérateurs
et l’estimation par les sujets
Lors de la première passation du questionnaire en 2001 (soit à la
fin de la période de mesure par les opérateurs), le nombre moyen
d’appels estimés par les individus est de 195,6 par mois (écart
type (ET) : 251,5) et de 162,6 par mois (ET :
150,9) quand il est mesuré par les opérateurs
(tableau 1) ; la différence n’est pas significative. Les
femmes sous-estiment le nombre d’appels réalisés (alors que les
hommes font plutôt l’inverse) ; une sous-estimation, non
significative, du nombre d’appels est également observée chez les
étudiants.
En ce qui concerne les données fournies par les opérateurs, la
durée moyenne d’un appel est de 2,08 minutes (ET : 0,81) pour
les hommes, et de 2,32 minutes (ET : 1,43) pour les
femmes ; cette durée est la plus faible chez les techniciens
(1,92 ± 0,60) alors qu’elle est la plus élevée chez les étudiants
(2,82 ±1,82).
La durée moyenne de communication mensuelle estimée par les
personnes est de 16,4 heures par mois
(≈ 30 min/j) ; mesurée par les opérateurs, cette
durée est de 6,3 heures en moyenne par mois
(≈ 10 min/j). La différence entre ces deux moyennes est
significative (p < 0,01). Notons toutefois la très grande
dispersion des résultats. Cette surestimation est générale, tant
lors de l’analyse suivant les sexes (hommes :
13,8 h/mois, soit ≈ 27 min/j ; femmes :
21,5 h/mois, soit ≈ 42 min/j) que lors des analyses
plus spécifiques par tranche d’âge ou par catégorie
socioprofessionnelle (seul le groupe regroupant les artisans et les
employés aurait plutôt tendance à sous-estimer cette durée).
D’une façon générale, le nombre moyen des appels par mois tel
que mesuré par les opérateurs est bien corrélé avec la durée
moyenne des appels (figure 1).
Lorsque l’on compare les données estimées par les sujets2 en 2002 (soit 1 an après la première
enquête) et celles estimées en 2001 pour la période de surveillance
(octobre 2000-mars 2001), le nombre moyen d’appels (203
par mois) est stable : la différence entre nombre moyen estimé
en 2002 et nombre moyen mesuré n’est pas significative. La durée
moyenne mensuelle reste surestimée en 2002, mais dans une moindre
mesure (10,7 h/mois, soit ≈ 21 min/j), même si la
différence entre la durée moyenne estimée en 2002 et la durée
moyenne mesurée reste significative (p < 0,01). Cette
surestimation est observée quel que soit le sexe (hommes :
10,8 h/mois versus 6,4 h/mois ; femmes :
10,5 h/mois versus 5,0 h/mois), mais les différences ne
sont plus significatives. Les cadres (9,3 h/mois versus
4,5 h/mois) et les techniciens (15,7 h/mois versus
5,4 h/mois) restent les deux groupes professionnels qui
tendent à surestimer le plus leur durée de consommation ;
toutefois la différence n’est également plus significative.
Analyse de la concordance
L’analyse de la concordance entre les données estimées en 2001 par
les sujets et celles mesurées par les opérateurs montre une
concordance assez médiocre (κ = 0,34) mais significative (p <
0,01) pour les nombres moyens d’appels. En revanche, il n’y a
aucune concordance entre les durées réelles et les durées estimées
au cours du premier entretien (κ = 0,18). Les figures 2 et 3 montrent que la
corrélation entre les nombres estimés et mesurés et plus encore
celle des durées est très mauvaise. L’exclusion des sujets les plus
discordants améliore très peu la corrélation entre durée estimée et
durée mesurée. Pour les deux indicateurs, on observe une très
grande variabilité interindividuelle. Les mêmes résultats ont été
mis en évidence lors des études de validation allemande [27, 28] ou
anglaise [29]. Toutefois, les niveaux de discordance sont variables
suivant les pays [30].
La concordance entre les estimations faites en 2002 et les
données des opérateurs, qu’il s’agisse des catégories constituées à
partir du nombre moyen d’appels ou de la durée moyenne d’appel, est
également mauvaise.
Aucun facteur, comme le sexe ou l’âge, n’apparaît dans notre
étude pour expliquer le fait qu’il y a discordance pour le nombre
moyen d’appels, que l’on prenne en compte l’estimation faite en
2001 ou en 2002. Pour la durée d’appel, le fait d’avoir effectué
une estimation par jour [Odds ratio (OR) = 8,74 ; intervalle
de confiance à 95 % (IC95%) : 1,06-71,8)] ou par
appel [OR = 12,2 ; IC95% 2,72-54,48], au lieu d’une estimation
mensuelle ou hebdomadaire, correspond à un risque de discordance
pour l’estimation réalisée en 2001. En ce qui concerne l’estimation
réalisée un an plus tard, en 2002, le mode d’estimation ne semble
plus expliquer significativement la discordance.
Enfin, en cherchant à comparer les sujets jugés discordants en
2001 et les sujets jugés discordants en 2002, on observe que
17 sujets sur les 24 jugés discordants en 2001 ont
également mal évalué leur consommation téléphonique en 2002 :
la proportion de sujets discordants en 2001 ne diffère pas
significativement de celle de 2002.
Cette étude a été menée chez des personnes volontaires. L’idéal
aurait été de réaliser un échantillon pris au hasard.
Malheureusement, il n’a pas été possible de recruter facilement les
personnes de cette façon, en raison de l’aspect
« confidentiel » des données demandées aux opérateurs.
Une autre raison du choix de personnes volontaires était qu’il nous
fallait des personnes de confiance acceptant d’échanger, après la
période de surveillance des consommations, leur téléphone mobile
sur un mois pour l’évaluation de la puissance d’exposition
(résultats non présentés). Il est dès lors légitime de se poser la
question de la représentativité de cette étude de validation, les
sujets ayant accepté de participer pouvant avoir une consommation,
mais surtout un mode de contrôle de leurs communications par le
téléphone mobile différent d’une population tout-venant. Un facteur
de discordance pourrait être aussi lié au prêt d’un téléphone
mobile d’ergonomie différente de celle du téléphone habituel, lors
de la seconde phase de l’étude de validation. Bien que la
consommation de cette seconde phase ne soit pas intégrée à la
période d’estimation de la consommation, il se peut qu’elle ait
contribué à une évaluation discordante. Toutefois, plusieurs
facteurs plaident pour le fait que cette étude est
informative :
- – la variété des sujets contactés est réelle, même si
les professions intellectuelles sont majoritairement
représentées ;
- – les sujets ne savaient pas, quand ils ont consenti à
ce que les enregistrements de leur consommation soient fournis par
les opérateurs, qu’ils feraient l’objet ensuite d’une évaluation
par questionnaire ;
- – les profils de consommation téléphonique sont très
variés ;
- – l’évaluation de 2002 montre encore une discordance
importante, même si elle est moindre, alors que la perturbation
liée au prêt du téléphone a été effacée par douze mois
d’utilisation habituelle.
Il se peut que d’autres facteurs de discordance de la
consommation téléphonique mobile n’aient pas été mis en évidence du
fait d’une taille insuffisante de notre échantillon. Cette étude de
validation a été faite dans tous les pays de l’étude, ce qui
multiplie les variétés de populations testées [30] et donne plus de
puissance pour la recherche des facteurs de discordance à prendre
en compte lors des analyses de l’étude INTERPHONE.
Si l’évaluation du nombre d’appels par les sujets est
relativement fiable, il n’en va pas de même pour l’évaluation de la
durée de communication. On peut se demander dans quelle mesure le
fait que les appels soient facturés à la minute, au moment de
l’étude, et non pour la durée réelle de l’appel, ne joue pas un
rôle dans cette évaluation surestimée des durées moyennes par les
sujets. Cette situation reflète toutefois celle de l’étude
INTERPHONE. En effet, si aujourd’hui, les consommations sont
facturées sur la durée réelle d’une communication, ce n’était pas
le cas lors de l’étude de validation, et de l’étude INTERPHONE
elle-même.
Conclusion
Plusieurs enseignements apparaissent et nécessitent d’être pris en
compte dans l’analyse de l’étude INTERPHONE :
- – le fait d’estimer sa consommation par appel ou par
jour peut être un facteur de discordance (il s’agira de prendre,
entre autres, ce facteur en compte dans les analyses) ;
- – il existe une bonne corrélation entre le nombre moyen
d’appels réellement passés par mois et la durée moyenne mensuelle
effective de ces appels : le nombre moyen pourrait être un
meilleur indicateur de la consommation téléphonique que la durée
moyenne ;
- – la distance entre les gros et les petits utilisateurs
est telle que, même en cas de surestimation, un gros utilisateur
reste dans la catégorie des gros utilisateurs quand il estime sa
consommation, de même qu’un petit utilisateur reste aussi dans
sa catégorie : la question se posera essentiellement pour les
classes intermédiaires qui auront le plus de chance d’être mal
classées ;
- – il sera intéressant de vérifier si la surestimation de
la durée moins importante quand le temps passe se confirme, ce qui
serait très favorable dans le cadre d’une étude rétrospective.
Notre étude ne résout cependant pas la question d’une qualité de
l’évaluation différente entre des personnes atteintes de gliomes
(qui peuvent de ce fait avoir plus d’incertitude encore dans leur
évaluation) et des sujets témoins sains pour lesquels cette étude
donne des éléments de connaissance. Une évaluation est actuellement
en fin de réalisation dans différents pays où des données
rétrospectives à long terme de consommation téléphonique sont
disponibles pour des cas et pour des témoins.
L’erreur aléatoire introduite par l’évaluation individuelle
biaisée des sujets pourrait entraîner une baisse de puissance pour
la détection d’un risque faible si celui-ci existe [30]. Pour tenir
compte d’une telle possibilité dans l’étude INTERPHONE, il sera
nécessaire de réaliser des analyses complémentaires (par exemple,
exclusion des sujets ayant donné leur consommation par appel ou par
jour, exclusion des sujets ayant évalué leur consommation sous la
forme d’un intervalle et non d’une quantité précise, analyse par
sexe, ou par tranche d’âge…), qui permettront de voir si les
résultats sont fiables.
Remerciements et crédits
L’étude INTERPHONE a été financée par le 5e Programme
cadre de recherche communautaire (PCRD) de l’Union européenne
(contrat QLK4-CT-1999-01563), l’Union internationale contre le
cancer (UICC), et des fonds nationaux. Pour cette étude, l’UICC a
reçu des fonds du Forum des Constructeurs et de l’Association GSM.
La redistribution de ces fonds par l’UICC aux chercheurs a été
régie par une convention garantissant la totale indépendance des
chercheurs d’INTERPHONE. Les fonds nationaux reçus par les
chercheurs français proviennent de l’Association pour la recherche
sur le cancer (ARC) et des trois opérateurs (Orange, SFR,
Bouygues-Telecom). Les fonds versés par les opérateurs,
représentent moins de 5 % du total du coût de l’étude
française et sont régis également par des conventions qui
garantissent l’indépendance des chercheurs.
Nous remercions tous les volontaires qui ont accepté de
participer à cette étude de validation, ainsi que les trois
opérateurs qui nous ont permis d’accéder, avec l’accord des
volontaires, à leurs données de consommation. Merci enfin à Lesley
Richardson pour le travail de relecture.
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2 Quatre sujets n’ont pas pu être contactés
en 2002, ce qui explique la différence des données moyennes entre
les deux années.1 AFOM : Association
française des opérateurs mobiles.
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