Validation des signaux issus des eaux usées par comparaison avec les indicateurs cliniques en Colombie-Britannique, Canada, 2021–2025

Résumé

Contexte : Le norovirus est la principale cause de gastroentérite aiguë à l’échelle mondiale et est responsable d’une morbidité importante. Malgré cela, l’infection à norovirus n’est pas une maladie à déclaration obligatoire dans la plupart des administrations de santé publique, ce qui complique la détection et le contrôle de la transmission locale. L’épidémiologie basée sur la surveillance des eaux usées (SEU) constitue un outil prometteur pour combler cette lacune, en permettant une surveillance non invasive à l’échelle de la population.

Objectif : Cette étude évalue l’épidémiologie basée sur la SEU comme outil de surveillance du norovirus en Colombie-Britannique, au Canada, en comparant les signaux détectés dans les eaux usées aux hospitalisations liées au norovirus et aux visites aux services d’urgence associées au génogroupe I (GI) du norovirus.

Méthodes : Plus de six mille échantillons d’eaux usées (n = 6 167) provenant de 12 usines municipales de traitement des eaux usées ont été recueillis entre le 10 janvier 2021 et le 27 septembre 2025, puis combinés afin de produire une moyenne provinciale pondérée en fonction de la population. Les données sur les hospitalisations liées au norovirus et les visites aux services d’urgence associées au GI ont été extraites, pour la même période, de la Base de données sur les congés des patients et du Système national d’information sur les soins ambulatoires. Ces indicateurs ont ensuite été comparés aux signaux observés dans les eaux usées au moyen d’analyses de corrélation croisée avec décalage temporel.

Résultats : Les analyses de corrélation croisée avec décalage temporel ont révélé une corrélation positive significative entre les concentrations brutes de norovirus mesurées dans les eaux usées et les hospitalisations liées au norovirus (ρ de Spearman = 0,69; p < 0,01), ainsi qu’entre ces concentrations et les visites aux services d’urgence associées au GI (ρ de Spearman = 0,84; p < 0,01). Les signaux détectés dans les eaux usées précédaient les hospitalisations de deux semaines, avec une corrélation maximale de ρ = 0,71, tandis qu’ils étaient synchronisés avec les visites aux services d’urgence, pour lesquelles la corrélation atteignait ρ = 0,83.

Conclusion : Ces résultats confirment la validité de l’épidémiologie basée sur la SEU comme outil de suivi du norovirus à l’échelle de la population. Ils suggèrent également que cette approche peut fournir un signal d’alerte précoce de l’activité sévère du norovirus nécessitant une hospitalisation, permettant ainsi aux autorités de santé publique de mettre en œuvre des interventions plus rapidement et de façon plus proactive.

Introduction

Le norovirus est la principale cause de gastroentérite aiguë dans le monde et est responsable d’une importante charge de morbidité ^{Footnote 1Footnote 2}, On estime qu’il provoque plus de 677 millions de cas chaque année à l’échelle mondiale ^{Footnote 1Footnote 2}, dont plus de trois millions au Canada ^{Footnote 3}. Transmis par voie oro-fécale ou par contact avec des vomissures contaminées, le norovirus se caractérise par une apparition rapide de nausées, de vomissements et de diarrhée. Il est extrêmement contagieux : moins de 100 particules virales suffisent pour provoquer une infection ^{Footnote 4}. Cette faible dose infectieuse, combinée à une excrétion virale prolongée—parfois chez des personnes asymptomatiques—à une immunité de courte durée et à une forte persistance du virus dans l’environnement, favorise une transmission efficace et la survenue fréquente d’éclosions ^{Footnote 4}.

Bien que la plupart des infections à norovirus se résorbent spontanément en un à deux jours avec des soins de soutien, les jeunes enfants, les personnes âgées et celles présentant des comorbidités médicales peuvent développer des complications nécessitant une hospitalisation, voire entraînant le décès ^{Footnote 4Footnote 5}. À l’échelle mondiale, on estime que le norovirus est responsable de plus de 200 000 décès par année et engendre des coûts annuels de 60,3 milliards de dollars américains (plus de 80 milliards de dollars canadiens), attribuables aux dépenses de santé et aux pertes de productivité ^{Footnote 2Footnote 6}. Au Canada, les coûts liés aux hospitalisations sont estimés à plus de 21 millions de dollars canadiens par année ^{Footnote 7}.

Malgré ses importantes répercussions sanitaires et économiques, le norovirus n’est pas considéré comme une maladie d’importance pour la santé publique dans la plupart des administrations, y compris en Colombie-Britannique, au Canada. Dans cette province, la déclaration n’est requise que pour les éclosions survenant dans des établissements, et la confirmation en laboratoire n’est pas obligatoire. Bien que l’incidence nationale des cas de norovirus confirmés en laboratoire soit recueillie et déclarée chaque semaine par le Programme national de surveillance des maladies entériques, une étude menée de 2014 à 2015 a révélé que seulement 14,5 % des personnes canadiennes ayant souffert d’une gastro-entérite aiguë ont consulté un professionnel de la santé, et que seulement 12,5 % d’entre eux ont reçu une ordonnance pour subir des tests diagnostiques ^{Footnote 8}. Ce faible taux de recours aux soins de santé et de dépistage signifie que la maladie est systématiquement sous-représentée dans les bases de données de surveillance et que son fardeau réel est difficile à évaluer.

L’épidémiologie basée sur les eaux usées (EBEU) a gagné en importance pendant la pandémie de COVID-19 en tant qu’outil précieux de surveillance en santé publique, particulièrement dans les situations où les tests cliniques sont limités. L’EBEU consiste à extraire des informations virales à partir des matières fécales et présente plusieurs avantages par rapport à la surveillance traditionnelle, notamment parce qu’elle fournit une estimation non invasive de la prévalence des maladies à l’échelle de la population ^{Footnote 9Footnote 10Footnote 11Footnote 12} et qu’elle permet de capter à la fois les infections symptomatiques et asymptomatiques ^{Footnote 11Footnote 13}. L’EBEU peut également offrir des avantages économiques et s’est révélée plus rentable que la surveillance clinique dans certains contextes, en particulier lorsque la gravité de la maladie est élevée, que la surveillance clinique de routine est limitée et que l’efficacité des interventions est importante ^{Footnote 11Footnote 14Footnote 15}. De plus, certaines données indiquent que l’EBEU peut détecter certains virus avant l’apparition des symptômes. Cela pourrait permettre de l’utiliser pour prédire l’activité de la maladie dans la communauté et orienter les interventions, bien que l’ampleur de cette avance temporelle varie selon les contextes temporels et géographiques ^{Footnote 10Footnote 11Footnote 13Footnote 16Footnote 17}.

Compte tenu de son succès dans le cadre de la COVID-19, l’EBEU est de plus en plus adaptée à la surveillance d’autres agents pathogènes, comme le norovirus. En effet, l’EBEU a le potentiel d’améliorer la surveillance du norovirus en permettant un suivi régulier du fardeau de la maladie et des tendances temporelles au sein de la communauté, tout en fournissant des renseignements précieux sur l’émergence de nouvelles éclosions et de nouveaux variants de la maladie. Ces renseignements peuvent orienter les interventions de santé publique visant à réduire la transmission et peuvent également offrir un avertissement précoce aux établissements de soins de santé, soutenant ainsi les efforts de préparation et la mise en œuvre de mesures préventives.

L’EBEU appliquée au norovirus a été étudiée à l’échelle mondiale ^{Footnote 18Footnote 19Footnote 20Footnote 21Footnote 22Footnote 23Footnote 24Footnote 25Footnote 26Footnote 27Footnote 28Footnote 29} et plusieurs études ont montré que les signaux détectés dans les eaux usées présentent une corrélation relativement forte tant avec le nombre d’éclosions ^{Footnote 18Footnote 29Footnote 30Footnote 31} qu’avec le nombre de cas individuels ^{Footnote 21Footnote 23Footnote 31Footnote 32}; Toutefois, peu de chercheurs se sont penchés sur les tendances à long terme de ces relations, et peu de travaux ont exploré l’utilisation de l’EBEU comme indicateur d’alerte précoce. Compte tenu de ces lacunes et dans le prolongement des travaux antérieurs, la présente étude vise à évaluer l’EBEU comme outil de surveillance du norovirus sévère en Colombie-Britannique en examinant la corrélation entre les concentrations de norovirus dans les eaux usées et les indicateurs cliniques sur une période de plusieurs années.

Méthodes

Collecte et traitement des échantillons d’eaux usées

Entre le 10 janvier 2021 et le 27 septembre 2025, des échantillons d’eaux usées influentes ont été prélevés d’une à cinq fois par semaine dans 12 usines de traitement des eaux usées, principalement situées en milieu urbain, à travers la Colombie-Britannique. Ensemble, ces installations traitent les eaux usées d’environ 57 % de la population provinciale (3,2 millions de personnes), notamment la majorité de la population du Grand Vancouver. Dans chaque station d’épuration, des échantillons composites sur 24 heures ont été recueillis à l’aide d’échantillonneurs automatiques, puis un litre d’eaux usées influentes ayant subi un tamisage grossier a été prélevé. Les échantillons ont été réfrigérés avant leur expédition et transportés dans des glacières contenant de la glace vers le laboratoire du Centre de contrôle des maladies de la Colombie-Britannique (BCCDC) dans les 48 heures suivant leur collecte afin d’être traités immédiatement. Les méthodes de traitement des eaux usées sont décrites en détail dans l’appendice, matériel supplémentaire. En bref, les échantillons ont été homogénéisés et concentrés par filtration centrifuge avant de subir une extraction automatisée de l’acide ribonucléique (ARN). L’ARN extrait a été analysé pour détecter la présence du norovirus du génogroupe I (GI) et du génogroupe II (GII) à l’aide d’une réaction en chaîne par polymérase quantitative en temps réel multiplex (RT-qPCR), un ADN synthétique ajouté aux échantillons étant utilisé comme contrôle de l’inhibition. Une courbe d’étalonnage générée à partir d’ADN synthétique a été utilisée pour quantifier le norovirus dans les échantillons. Les essais ont démontré une forte linéarité, avec une limite inférieure de détection correspondant à une valeur de seuil de cycle (CT) de 35. Les concentrations virales ont été calculées en nombre de copies du génome par millilitre d’eaux usées à partir des résultats de la RT-qPCR et de facteurs de conversion propres à chaque échantillon.

Données cliniques

Les données sur les hospitalisations des résidents de la Colombie-Britannique ont été extraites de la Base de données sur les congés des patients (BDCP) pour la période allant du 10 janvier 2021 au 27 septembre 2025. Les 81 établissements de soins aigus de la Colombie-Britannique sont tenus de déclarer leurs données à la BDCP, qui recueille jusqu’à 25 diagnostics par admission à l’aide des codes de la Classification statistique internationale des maladies et des problèmes de santé connexes, 10^e révision, adaptation canadienne (CIM-10-CA) ^{Footnote 33}. Les cas ont été inclus dans cette étude lorsqu’un diagnostic de gastro-entéropathie aiguë due au norovirus (code CIM-10-CA A08.1) était inscrit à n’importe quelle position diagnostique. Les données sur les visites aux urgences des résidents de la Colombie-Britannique ont été extraites pour les 30 services d’urgence de la province participant au Système national d’information sur les soins ambulatoires (SNISA) durant la même période. Le SNISA couvre environ 76,4 % de l’ensemble des visites aux services d’urgence de la province et consigne jusqu’à trois motifs de consultation par visite à l’aide des codes du Système d’information de gestion des départements d’urgence canadiens (SIGDUC) ^{Footnote 34}. Les cas ont été inclus dans cette étude lorsqu’un motif de consultation correspondant à une diarrhée (code SIGDUC 254) ou à des nausées et/ou vomissements (code SIGDUC 257) était enregistré à n’importe quelle position.

Analyses statistiques

Les analyses statistiques et les visualisations de données ont été réalisées à l’aide de R Studio version 2023.06.1 ^{Footnote 35}. Pour faciliter les comparaisons, les données cliniques et celles des eaux usées ont été réduites à une seule mesure par semaine épidémiologique de l’étude, afin de créer un ensemble de données uniformément espacées comprenant 246 observations. Pour les hospitalisations et les visites aux services d’urgence, les cas ont été additionnés pour chaque semaine épidémiologique de présentation. Pour les échantillons d’eaux usées, les concentrations virales des génogroupes GI et GII ont été additionnées afin de déterminer la charge globale en norovirus. Les valeurs obtenues ont ensuite été normalisées en fonction du débit quotidien d’usines de traitement des eaux usées, afin de tenir compte des variations quotidiennes du volume des eaux usées, selon la formule suivante :

nombre de copies du virus par litre × débit en litres par jour = nombre de copies du virus par jour

Des moyennes hebdomadaires pondérées des concentrations de norovirus ont ensuite été calculées afin de tenir compte des usines de traitement des eaux usées desservant des proportions différentes de la population et de la fréquence variable des prélèvements, comme décrit dans l’appendice, matériel supplémentaire.

Les données n’étaient pas distribuées normalement; par conséquent, des méthodes d’analyse non paramétriques ont été utilisées. Dans un premier temps, la corrélation brute entre les concentrations de norovirus dans les eaux usées et les indicateurs cliniques a été évaluée à l’aide du coefficient de corrélation de Spearman (rho, ρ) ^{Footnote 36}. Ensuite, des corrélations croisées décalées dans le temps ont été calculées afin de déterminer à quel décalage temporel la synchronisation maximale entre les concentrations dans les eaux usées et les indicateurs cliniques était observée. Des valeurs positives de décalage dans les corrélations croisées indiquaient que les signaux des eaux usées précédaient les indicateurs cliniques, tandis que des valeurs négatives indiquaient que les signaux des eaux usées suivaient les indicateurs cliniques ^{Footnote 37Footnote 38}. Les corrélations croisées décalées ont été générées à l’aide de la fonction ccf_boot du package R « funtimes » ^{Footnote 37}, qui tient compte de l’autocorrélation potentielle des concentrations dans les eaux usées et des indicateurs cliniques en rééchantillonnant les données de manière répétée afin d’assurer la fiabilité des résultats ^{Footnote 37Footnote 39}. Toutes les analyses ont été réalisées à la fois sur les données non ajustées des eaux usées et sur les données normalisées en fonction du débit. Un régression locale avec un paramètre de lissage de 0,02 a été appliqué aux séries temporelles des eaux usées et des données cliniques afin de réduire le bruit à court terme tout en préservant les tendances globales.

Résultats

Au total, 6 167 échantillons d’eaux usées influentes ont été collectés au cours de la période d’étude, dont 94,3 % étaient positifs pour le norovirus GI et 99,9 % pour le norovirus GII. Au cours de la même période, 1 252 hospitalisations liées au norovirus ont été enregistrées (variant de 0 à 24 admissions par semaine), le norovirus étant le diagnostic principal le plus responsable dans 46,3 % des cas (position médiane = 2; écart interquartile [ÉI] : 3). Par ailleurs, 237 365 visites aux services d’urgence liées à des symptômes gastro-intestinaux ont été recensées (variant de 595 à 1 502 visites par semaine), la diarrhée ou les nausées/vomissements constituant le motif principal de consultation dans 93,4 % des cas (position médiane = 1; ÉI : 0). Les âges des personnes hospitalisées et des patients se présentant aux urgences sont résumés dans le tableau 1. L’âge moyen des patients hospitalisés était de 63,04 ans (± 27,36), tandis que celui des patients ayant consulté aux services d’urgence était de 35,98 ans (± 27,38).

Dans l’ensemble, les tendances du norovirus dans les eaux usées suivaient celles des hospitalisations et des visites aux services d’urgence, les indicateurs des eaux usées et cliniques étant les plus élevés en hiver et au printemps chaque année, et les plus faibles en été et en automne, tant pour les données non ajustées (figure 1, figure 2) que pour les données des eaux usées normalisées selon le débit (figure 1, figure 2). Les analyses de corrélation brute ont montré une corrélation positive modérée à forte entre les concentrations de norovirus et les hospitalisations (rho de Spearman = 0,69; p < 0,001) ainsi qu’avec les visites aux services d’urgence (rho de Spearman = 0,84; p < 0,001). Ces résultats se maintenaient lorsque les données des eaux usées étaient normalisées selon le débit (hospitalisations : rho de Spearman = 0,62; p < 0,001; visites aux services d’urgence : rho de Spearman = 0,76; p < 0,001).

Figure 1 - Équivalent textuel

Cette figure comporte deux panneaux. Le premier panneau est un graphique à deux courbes montrant, en noir, le nombre hebdomadaire total d’hospitalisations liées au norovirus déclarées en Colombie-Britannique et, en rouge, la concentration moyenne hebdomadaire de norovirus dans les eaux usées des usines de traitement des eaux usées de la Colombie-Britannique (mesurée en copies géniques par litre [cg/L]), de janvier 2021 à décembre 2025. Les hospitalisations et les concentrations dans les eaux usées sont demeurées très faibles tout au long de l’année 2021, mais ont ensuite suivi des trajectoires saisonnières similaires, avec des pics durant les mois d’hiver et de printemps (janvier à avril) et des creux pendant les mois d’été (juin à septembre). La principale exception est observée durant l’hiver-printemps 2022, période au cours de laquelle les hospitalisations sont restées relativement faibles malgré des concentrations élevées de norovirus dans les eaux usées. Dans l’ensemble, le nombre d’hospitalisations variait d’un minimum de zéro pendant une grande partie des années 2021 et 2023 à un maximum de 21 en février 2023, tandis que les concentrations dans les eaux usées variaient d’un minimum de 0,00 cg/L en décembre 2021 à un maximum de 10 584 228,48 cg/L en janvier 2023.

Le deuxième panneau est un graphique à deux courbes montrant, en noir, le nombre hebdomadaire total d’hospitalisations liées au norovirus déclarées en Colombie-Britannique et, en rouge, la concentration moyenne hebdomadaire de norovirus dans les eaux usées des usines de traitement des eaux usées de la Colombie-Britannique , normalisée en fonction du débit (mesurée en copies géniques par litre [cg/L]), de janvier 2021 à décembre 2025. Le degré de concordance entre les hospitalisations et les concentrations dans les eaux usées varie au fil du temps : les deux séries s’harmonisent étroitement à certaines périodes (p. ex., tout au long de l’année 2023), mais divergent à d’autres moments (p. ex., durant l’hiver-printemps 2022 et en mars 2024). De manière générale, les deux indicateurs présentent une tendance saisonnière, avec des pics observés durant les mois d’hiver et de printemps (janvier à avril) et des creux durant les mois d’été (juin à septembre). Dans l’ensemble, le nombre d’hospitalisations variait d’un minimum de zéro pendant une grande partie des années 2021 et 2023 à un maximum de 21 en février 2023, tandis que les concentrations dans les eaux usées variaient d’un minimum de 0,00 cg/L en octobre 2022 à un maximum de 3 594 131 656 548 830 cg/L en février 2022.

Figure 2 - Équivalent textuel

Cette figure comporte deux panneaux. Le premier panneau est un graphique à deux courbes montrant, en noir, le nombre hebdomadaire total de visites aux urgences liées à des troubles gastro-intestinaux déclarées dans les hôpitaux de la Colombie-Britannique et, en rouge, la concentration moyenne hebdomadaire de norovirus dans les eaux usées des usines de traitement des eaux usées de la Colombie-Britannique (mesurée en copies géniques par litre [cg/L]), de janvier 2021 à décembre 2025. Les visites aux urgences et les concentrations dans les eaux usées suivent des trajectoires saisonnières similaires, avec des pics durant les mois d’hiver et de printemps (janvier à avril) et des creux durant les mois d’été (juin à septembre). Le nombre de visites aux urgences variait d’un minimum de 595 en janvier 2021 à un maximum de 1 502 en décembre 2023, tandis que les concentrations dans les eaux usées variaient d’un minimum de 0,00 cg/L en décembre 2021 à un maximum de 10 584 228,48 cg/L en janvier 2023.

Le deuxième panneau est un graphique à deux courbes montrant, en noir, le nombre hebdomadaire total de visites aux urgences liées au norovirus déclarées en Colombie-Britannique et, en rouge, la concentration moyenne hebdomadaire de norovirus dans les eaux usées des usines de traitement des eaux usées de la Colombie-Britannique, normalisée en fonction du débit (mesurée en cg/L), de janvier 2021 à décembre 2025. Les visites aux urgences et les concentrations dans les eaux usées suivent à nouveau des trajectoires saisonnières similaires, avec des pics durant les mois d’hiver et de printemps (janvier à avril) et des creux durant les mois d’été (juin à septembre). Dans l’ensemble, le nombre de visites aux urgences variait d’un minimum de 595 en janvier 2021 à un maximum de 1 502 en décembre 2023, tandis que les concentrations dans les eaux usées variaient d’un minimum de 0,00 cg/L en octobre 2022 à un maximum de 3 594 131 656 548 830 cg/L en février 2022.

Des analyses de corrélation croisée décalée dans le temps ont été réalisées afin d’évaluer les relations temporelles entre les concentrations dans les eaux usées et les hospitalisations (figure 3) ainsi que les visites aux services d’urgence (figure 4). La corrélation la plus forte entre le signal des eaux usées et les admissions hospitalières a été observée lorsque les eaux usées précédaient les admissions de deux semaines (eaux usées non ajustées : synchronisation maximale = 2, rho de Spearman = 0,71; eaux usées normalisées selon le débit : synchronisation maximale = 2, rho de Spearman = 0,64). La corrélation la plus forte entre le signal des eaux usées et les visites aux services d’urgence a été observée soit sans décalage temporel (eaux usées non ajustées : synchronisation maximale = 0, rho de Spearman = 0,83), soit lorsque les eaux usées suivaient les visites aux urgences d’une semaine (eaux usées ajustées : synchronisation maximale = −1, rho de Spearman = 0,76).

Figure 3 - Équivalent textuel

Figure 3a

Décalage (semaines)	Coefficient de corrélation de Spearman (eaux usées non ajustées)	Limite inférieure de la distribution bootstrap des corrélations croisées (eaux usées non ajustées)	Limite supérieure de la distribution bootstrap des corrélations croisées (eaux usées non ajustées)
−20	−0,086	−0,294	0,294
−19	−0,062	−0,294	0,294
−18	−0,039	−0,294	0,294
−17	−0,008	−0,294	0,294
−16	0,033	−0,295	0,295
−15	0,067	−0,296	0,296
−14	0,100	−0,297	0,297
−13	0,147	−0,299	0,299
−12	0,207	−0,300	0,300
−11	0,266	−0,301	0,301
−10	0,316	−0,301	0,301
−9	0,359	−0,302	0,302
−8	0,400	−0,303	0,303
−7	0,445	−0,303	0,303
−6	0,496	−0,303	0,303
−5	0,548	−0,304	0,304
−4	0,588	−0,304	0,304
−3	0,612	−0,304	0,304
−2	0,639	−0,304	0,304
−1	0,670	−0,304	0,304
0	0,693	−0,305	0,305
1	0,703	−0,305	0,305
2	0,708	−0,305	0,305
3	0,697	−0,305	0,305
4	0,676	−0,304	0,304
5	0,655	−0,303	0,303
6	0,631	−0,302	0,302
7	0,596	−0,301	0,301
8	0,554	−0,301	0,301
9	0,509	−0,300	0,300
10	0,472	−0,299	0,299
11	0,443	−0,299	0,299
12	0,410	−0,298	0,298
13	0,360	−0,297	0,297
14	0,305	−0,296	0,296
15	0,252	−0,295	0,295
16	0,193	−0,296	0,296
17	0,127	−0,296	0,296
18	0,073	−0,296	0,296
19	0,034	−0,296	0,296
20	0,001	−0,295	0,295

Figure 3b

Décalage (semaines)	Coefficient de corrélation de Spearman (eaux usées normalisées selon le débit)	Limite inférieure de la distribution bootstrap des corrélations croisées (eaux usées normalisées selon le débit)	Limite supérieure de la distribution bootstrap des corrélations croisées (eaux usées normalisées selon le débit)
−20	−0,096	−0,282	0,282
−19	−0,079	−0,282	0,282
−18	−0,054	−0,283	0,283
−17	−0,017	−0,284	0,284
−16	0,022	−0,286	0,286
−15	0,056	−0,288	0,288
−14	0,095	−0,290	0,290
−13	0,137	−0,291	0,291
−12	0,187	−0,292	0,292
−11	0,249	−0,293	0,293
−10	0,303	−0,294	0,294
−9	0,340	−0,294	0,294
−8	0,375	−0,295	0,295
−7	0,418	−0,295	0,295
−6	0,454	−0,296	0,296
−5	0,489	−0,297	0,297
−4	0,529	−0,297	0,297
−3	0,558	−0,297	0,297
−2	0,580	−0,297	0,297
−1	0,604	−0,296	0,296
0	0,622	−0,296	0,296
1	0,633	−0,296	0,296
2	0,638	−0,296	0,296
3	0,628	−0,297	0,297
4	0,607	−0,297	0,297
5	0,581	−0,298	0,298
6	0,538	−0,298	0,298
7	0,475	−0,297	0,297
8	0,422	−0,297	0,297
9	0,388	−0,296	0,296
10	0,345	−0,295	0,295
11	0,294	−0,294	0,294
12	0,251	−0,292	0,292
13	0,199	−0,291	0,291
14	0,142	−0,290	0,290
15	0,093	−0,289	0,289
16	0,030	−0,288	0,288
17	−0,041	−0,287	0,287
18	−0,088	−0,287	0,287
19	−0,111	−0,287	0,287
20	−0,139	−0,287	0,287

Figure 4 - Équivalent textuel

Figure 4a

Décalage (semaines)	Coefficient de corrélation de Spearman (eaux usées non ajustées)	Limite inférieure de l’intervalle de la distribution bootstrap des corrélations croisées (eaux usées non ajustées)	Limite supérieure de l’intervalle de la distribution bootstrap des corrélations croisées (eaux usées non ajustées)
−20	0,031	−0,282	0,282
−19	0,061	−0,283	0,283
−18	0,094	−0,284	0,284
−17	0,134	−0,284	0,284
−16	0,178	−0,285	0,285
−15	0,227	−0,285	0,285
−14	0,280	−0,286	0,286
−13	0,336	−0,286	0,286
−12	0,396	−0,287	0,287
−11	0,454	−0,287	0,287
−10	0,502	−0,287	0,287
−9	0,544	−0,288	0,288
−8	0,588	−0,289	0,289
−7	0,634	−0,289	0,289
−6	0,680	−0,290	0,290
−5	0,729	−0,291	0,291
−4	0,771	−0,292	0,292
−3	0,797	−0,293	0,293
−2	0,813	−0,295	0,295
−1	0,829	−0,295	0,295
0	0,835	−0,295	0,295
1	0,806	−0,295	0,295
2	0,762	−0,294	0,294
3	0,716	−0,293	0,293
4	0,676	−0,292	0,292
5	0,637	−0,292	0,292
6	0,598	−0,291	0,291
7	0,555	−0,290	0,290
8	0,505	−0,288	0,288
9	0,449	−0,287	0,287
10	0,392	−0,285	0,285
11	0,339	−0,285	0,285
12	0,282	−0,284	0,284
13	0,215	−0,284	0,284
14	0,156	−0,284	0,284
15	0,113	−0,284	0,284
16	0,079	−0,284	0,284
17	0,048	−0,284	0,284
18	0,012	−0,284	0,284
19	−0,033	−0,284	0,284
20	−0,073	−0,284	0,284

Figure 4b

Décalage (semaines)	Coefficient de corrélation de Spearman (eaux usées normalisées selon le débit)	Limite inférieure de l’intervalle de la distribution bootstrap des corrélations croisées (eaux usées normalisées selon le débit)	Limite supérieure de l’intervalle de la distribution bootstrap des corrélations croisées (eaux usées normalisées selon le débit)
−20	0,095	−0,281	0,281
−19	0,124	−0,282	0,282
−18	0,157	−0,283	0,283
−17	0,193	−0,284	0,284
−16	0,229	−0,283	0,283
−15	0,273	−0,283	0,283
−14	0,325	−0,283	0,283
−13	0,379	−0,283	0,283
−12	0,425	−0,284	0,284
−11	0,461	−0,284	0,284
−10	0,498	−0,285	0,285
−9	0,542	−0,286	0,286
−8	0,580	−0,288	0,288
−7	0,610	−0,289	0,289
−6	0,638	−0,291	0,291
−5	0,667	−0,292	0,292
−4	0,695	−0,294	0,294
−3	0,719	−0,295	0,295
−2	0,740	−0,296	0,296
−1	0,755	−0,296	0,296
0	0,754	−0,296	0,296
1	0,712	−0,295	0,295
2	0,663	−0,294	0,294
3	0,614	−0,293	0,293
4	0,573	−0,293	0,293
5	0,537	−0,292	0,292
6	0,493	−0,290	0,290
7	0,436	−0,289	0,289
8	0,374	−0,288	0,288
9	0,319	−0,287	0,287
10	0,260	−0,286	0,286
11	0,185	−0,285	0,285
12	0,115	−0,285	0,285
13	0,054	−0,286	0,286
14	0,001	−0,286	0,286
15	−0,041	−0,286	0,286
16	−0,072	−0,287	0,287
17	−0,100	−0,286	0,286
18	−0,137	−0,286	0,286
19	−0,180	−0,285	0,285
20	−0,220	−0,285	0,285

Discussion

Cette étude a évalué la validité de l’EBEU comme outil de surveillance du norovirus en Colombie-Britannique en comparant les concentrations dans les eaux usées aux hospitalisations et aux visites aux services d’urgence sur une période de 4,75 ans. Bien que les indicateurs cliniques sous-estiment le véritable fardeau de la maladie et constituent un comparateur imparfait, les signaux des eaux usées présentent une bonne corrélation avec les hospitalisations et les visites aux services d’urgence. Cela indique que les niveaux de norovirus dans les eaux usées reflètent les tendances réelles de la maladie et peuvent servir de proxy valide de l’incidence, lorsque les cas individuels ne sont pas à déclaration obligatoire. Ces résultats sont cohérents avec ceux de recherches antérieures et renforcent les données appuyant l’utilisation de l’EBEU pour la surveillance du norovirus ^{Footnote 18Footnote 19Footnote 20Footnote 21Footnote 22Footnote 23Footnote 24Footnote 25Footnote 26Footnote 27Footnote 28Footnote 29Footnote 30Footnote 31Footnote 32}.

Les analyses de corrélation croisée avec décalage temporel ont montré que les augmentations des signaux des eaux usées précédaient d’environ deux semaines les hausses des hospitalisations liées au norovirus, ce qui suggère que les eaux usées pourraient fournir un système d’alerte précoce des formes sévères de maladie à norovirus. Cela pourrait offrir aux établissements de santé un délai critique pour envisager l’allocation des ressources et mettre en place des stratégies visant à limiter la transmission, telles que le renforcement du dépistage et des protocoles de nettoyage. À l’inverse, la corrélation la plus élevée entre les signaux des eaux usées et les visites aux urgences a été observée soit lorsqu’aucun décalage n’était appliqué (eaux usées non ajustées), soit lorsque les visites aux urgences précédaient les signaux des eaux usées d’une semaine, ce qui indique que les deux phénomènes surviennent approximativement au même moment, les signaux des eaux usées pouvant légèrement suivre les visites aux urgences.

Cette divergence peut s’expliquer par plusieurs facteurs. Les visites aux urgences tendent à refléter une recherche de soins précoce au début de la maladie, tandis que les hospitalisations concernent des cas plus graves présentant des complications qui se développent après l’infection au norovirus. Les visites aux urgences peuvent donc être plus étroitement alignées avec la transmission communautaire à un moment donné. L’utilisation d’un sous-échantillonnage pour réduire les données à une fréquence hebdomadaire a pu également masquer un décalage temporel au sein des données de visites aux urgences elles-mêmes, en particulier compte tenu de la courte période d’incubation du norovirus, qui varie de 12 à 72 heures ^{Footnote 4}. En effet, il a été montré que l’excrétion du norovirus atteint son pic environ 2 à 5 jours après l’infection, ce qui suggère que la détection dans les eaux usées est susceptible de survenir à peu près en même temps que l’apparition des symptômes, voire après celle-ci, ce qui pourrait limiter la capacité de l’EBEU à fournir un signal d’alerte précoce pour ce pathogène. Par ailleurs, l’absence de décalage observé entre les signaux des eaux usées et les visites aux urgences par rapport aux hospitalisations peut refléter la qualité des données cliniques elles-mêmes, qui englobent les maladies gastro-intestinales de manière générale plutôt que le norovirus spécifiquement. Les nausées, vomissements et diarrhées peuvent avoir de multiples causes, à la fois infectieuses et non infectieuses, et une étude récente portant sur des enfants consultant aux urgences pour des symptômes gastro-intestinaux a montré que seulement 36,5 % d’entre eux étaient positifs au norovirus sur prélèvement rectal ou culture de selles ^{Footnote 40}. Les données reposaient sur un minimum de 500 consultations aux urgences liées aux gastro-entérites par semaine, et ce bruit de fond peut réduire la précision temporelle, rendant difficile la détection d’une relation de type retard-avance, même lorsqu’elle existe réellement.

Limites

Nos résultats doivent être interprétés en tenant compte de plusieurs limites. Premièrement, l’absence de données de référence sur les cas de norovirus nous a conduits à utiliser des indicateurs hospitaliers, qui sont incomplets et sensibles aux changements de comportements de recours aux soins. Par exemple, l’étude a coïncidé avec la pandémie de COVID-19, qui a entraîné une diminution de 15 % des visites aux urgences en Colombie-Britannique ^{Footnote 41}. Bien que les consultations pour troubles gastro-intestinaux soient globalement revenues à leur niveau de référence à la mi-2021 ^{Footnote 41}, les données cliniques pourraient ne pas fournir une estimation stable des maladies gastro-intestinales sur l’ensemble des années étudiées. Deuxièmement, les hospitalisations liées au norovirus ont été identifiées à l’aide du code diagnostique CIM-10-CA A08.1, qui regroupe à la fois les entérites à norovirus et les entérites dues à des virus à petites structures rondes ^{Footnote 42}. En conséquence, certaines des hospitalisations incluses dans cette analyse peuvent ne pas être dues au norovirus, mais à d’autres virus similaires, qui peuvent suivre un profil saisonnier différent. Troisièmement, les populations couvertes par les sources de données des eaux usées et des données cliniques utilisées dans cette étude ne se recoupent pas toujours. Les usines de traitement des eaux usées échantillonnées étaient principalement situées dans des zones urbaines du sud de la Colombie-Britannique, et les données de visites aux urgences provenaient également d’un sous-ensemble de 30 établissements de soins aigus principalement urbains. En revanche, les données d’hospitalisations étaient rapportées par l’ensemble des établissements de la province. Les différences de couverture populationnelle ont pu influencer l’ampleur ou la temporalité des associations observées. De même, bien que généralement considérée comme une bonne approximation des tendances au niveau communautaire, la surveillance des eaux usées ne permet pas de capturer les contributions fécales de certaines populations, comme celles utilisant des couches. Étant donné que le norovirus touche fréquemment les nourrissons et les jeunes enfants, et que les vomissements constituent un symptôme plus marqué que la diarrhée dans cette tranche d’âge ^{Footnote 4}, les données des eaux usées pourraient sous-estimer la charge réelle de norovirus. Enfin, en agrégeant les données à l’échelle de l’ensemble de la province, l’analyse peut avoir masqué des différences régionales dans la force et la direction des associations entre les indicateurs des eaux usées et les indicateurs cliniques à des résolutions spatiales plus fines. Des recherches futures devraient évaluer la corrélation entre les données des eaux usées et les indicateurs cliniques à l’échelle intraprovinciale et sur différentes périodes temporelles afin de mieux comprendre leur capacité à détecter et à prédire l’activité locale du norovirus.

Conclusion

Comme de nombreuses maladies ne prêtant pas à déclaration obligatoire, le norovirus est fortement sous-représenté dans les bases de données de surveillance existantes, et les indicateurs cliniques ne capturent que les cas les plus sévères nécessitant une prise en charge médicale, ce qui constitue une approximation imparfaite de la charge de morbidité à l’échelle populationnelle. Les résultats mettent en évidence l’EBEU, suggérant qu’elle constitue une mesure valide des tendances de la maladie et peut être utilisée pour suivre l’activité du norovirus et appuyer la mise en œuvre de stratégies de prévention et d’éducation. Bien que son utilité pour prédire les visites aux urgences liées aux troubles gastro-intestinaux reste incertaine, les résultats suggèrent que l’EBEU pourrait également servir d’indicateur d’alerte précoce pour les formes sévères de la maladie nécessitant une hospitalisation, facilitant ainsi la planification et la préparation du système de santé. À ce titre, ces résultats renforcent la confiance dans l’EBEU comme stratégie permettant de combler les lacunes de la surveillance du norovirus en Colombie-Britannique et au-delà.

Déclaration des auteurs

B. I. — Conceptualisation, méthodologie, enquête, analyse formelle, rédaction de la version originale
N. P. — Conceptualisation, méthodologie, enquête, rédaction–révision et édition
M. S. — Conceptualisation, méthodologie, rédaction–révision et édition
S. R. — Conceptualisation, méthodologie, rédaction–révision et édition
A. S. — Conceptualisation, méthodologie, rédaction–révision et édition
D. M. — Conceptualisation, méthodologie, supervision, rédaction–révision et édition

Intérêts concurrents

Aucun.

Identifiants ORCID

Bridget Irwin — 0000-0002-5932-1891
Natalie Prystajecky — 0000-0001-6421-7434
David McVea — 0000-0003-4019-130X

Remerciements

Le programme de surveillance des eaux usées de la Colombie-Britannique est mené en collaboration par Laboratoire de microbiologie environnementale, les Services d’hygiène du milieu et Services d’analyse de données du Centre de contrôle des maladies de la Colombie-Britannique. Les auteurs remercient sincèrement le personnel des usines de traitement des eaux usées participantes à travers la province, qui a généreusement assuré la collecte des échantillons d’eaux usées, ainsi que les membres de l’équipe de recherche ayant contribué au développement des méthodes d’analyse des eaux usées, de même que les anciens bailleurs de fonds de ces travaux. Ils reconnaissent également l’appui de la Provincial Health Services Authority, du ministère de la Santé de la Colombie-Britannique et du personnel des autorités sanitaires régionales impliqués dans l’accès, l’acquisition et la gestion des données cliniques. Ils remercient enfin les résidents de la Colombie-Britannique, dont les données sont intégrées à la Base de données sur les congés des patients et au Système national d’information sur les soins ambulatoires. Enfin, les auteurs expriment leur gratitude à Anja Bilandzic du Programme canadien d’épidémiologie de terrain et à la Dre Sarah Henderson des Services d’hygiène du milieu du Centre de contrôle des maladies de la Colombie-Britannique, qui ont relu les versions préliminaires du manuscrit.

Financement

Cette évaluation a été soutenue par l’Agence de la santé publique du Canada.

Avis de non-responsabilité

L’accès aux données fournies par les intendants de données est soumis à approbation, mais peut être demandé pour des projets de recherche auprès des intendants de données ou de leurs fournisseurs de services désignés. Les ensembles de données suivants ont été utilisés dans cette étude : Base de données sur les congés des patients (BDCP) et Système national d’information sur les soins ambulatoires (SNISA).

Toutes les inférences, opinions et conclusions présentées dans cette publication sont celles des auteurs et ne reflètent pas les opinions ou les politiques des intendants des données. Ces données ont été fournies dans le cadre de l’autorisation ISP 21-051.

Appendice

Du matériel supplémentaire est disponible sur demande auprès de l’auteur : bridget.irwin@bccdc.ca