bulletin 2010-II - Haute Ecole Paul

Transcription

Haute Ecole Paul-Henri Spaak - Commission de la Recherche
Bulletin scientifique 2010-II
Le Bulletin Scientifique
de la Haute Ecole Paul-Henri Spaak
Numéro 4 – Décembre 2010
Le bulletin scientifique de la Haute Ecole Spaak contribue à assurer la visibilité de la
recherche développée au sein de la Haute Ecole. Il permet la diffusion des résultats
obtenus par les unités de recherche de la Haute Ecole
Sommaire du numéro 4
Paramédical
A.Grosjean, E. Fabbri, M. Amand, T. Snoeck, C. Keuterickx, E. Feldheim,
C. Balestra
Réduction du risque de chute et amélioration de l’équilibre des personnes
âgées par des exercices utilisant une console de jeux
L. Deconde , A.Tomé ., F.Pastouret , E. Fumière , O. Leduc
A contribution to the study of the potential effects
of a calf compression guard on blood lactate concentration
in marathon runners.
Technique
L. Marwaha, F. Tondeur
Fonction de réponse du détecteur CdZnTe SPEAR
G. Cinelli, F. Tondeur
Vingt années d’études de la pollution par le radon à l’ISIB.
IV : Cartographie du risque radon en région wallonne
Inconnu, Trèsconnu
Page 1
Réduction du risque de chute et amélioration de l’équilibre des
personnes âgées par des exercices utilisant une console de jeux
A.Grosjean, E. Fabbri, M. Amand, T. Snoeck, C. Keuterickx, E. Feldheim, C. Balestra
Laboratoire de Physiologie Environnementale et Occupationnelle, ISEK, H.E. P.-H. Spaak,
Bruxelles, Belgique
Correspondance : [email protected]
Résumé : La console de jeux Wii Fit™ de Nintendo permet de nombreux exercices sollicitant
toutes les parties du corps ainsi que l’équilibre. Cet article tente d’évaluer son intérêt pour
l’amélioration de la marche et de l’équilibre ainsi que la réduction du risque de chutes chez les
personnes âgées. Des tests spécifiques sont appliqués à un échantillon de personnes de plus de
65 ans réparties en un groupe expérimental et un groupe contrôle. Après six semaines
d’exercices avec la console, une amélioration significative est observée dans le groupe expérimental.
Mots-clés : équilibre, chutes, personnes âgées.
1. Introduction
Le vieillissement induit une dégénérescence de l’ensemble des fonctions de l’organisme. Il
touche notamment les systèmes gérant le maintien de l’équilibre (Mourey, 2009). Par conséquent, la chute chez la personne âgée est un phénomène fréquent. D’après (Ozcan, 2005), ces
risques pourraient être minimisés par un entraînement physique régulier. Le type d’exercices
proposés se base sur une rééducation composée principalement d’exercices d’équilibre, de
renforcements musculaires et de mobilisations articulaires (Fauchard, 2009). L’utilisation de
consoles de jeux proposant des exercices adéquats pourrait-elle maintenir la motivation chez
les personnes âgées et participer à un programme de rééducation en kinésithérapie ?
La console de jeux Nintendo®, appelée Wii Fit™, a été utilisée dans le cadre de cette étude.
Notre choix s’est porté sur cette console car elle permet des exercices qui impliquent la totalité du corps. Parmi les logiciels disponibles, divers jeux sollicitant l’équilibre sont plus nombreux que ceux proposés avec d’autres consoles du même fabricant.
L’objectif de cet article est d’évaluer l’impact d’une activité physique assistée par la console
Wii Fit™ sur l’équilibre, la marche et le risque de chute chez les personnes âgées.
2. Matériel et méthode
2.1. Population
L'échantillon observé se composait de 21 personnes âgées de plus de 65 ans avec une
moyenne d’âge de 85,67 ans (± 6,14). Les sujets ont été repartis selon l’envie des personnes à
participer a l’expérience, entre un groupe contrôle (n = 11 ; 9 femmes et 2 hommes) et un
groupe expérimental (n = 10 ; 9 femmes et 1 homme) (Tableaux I et II). Notre expérimentation exigeait que les sujets soient autonomes à la marche et aient une vision et une audition
efficientes, compte tenu de l’importance de celles-ci dans l’utilisation de la Wii Fit™.
L’utilisation d’orthèses permettait l’inclusion des sujets dans l’échantillon. Les critères
Page 1
d’exclusion concernaient l’existence de pathologies cardiovasculaires, respiratoires et/ou neurologiques graves, et la présence de troubles oculaires et/ou auditifs non corrigés ainsi que les
sujets de moins de 65 ans. L’expérimentation s’est déroulée au sein d’une résidence pour personnes âgées à raison de 2 fois par semaine pendant 6 semaines pour le groupe Wii Fit™.
Alors que le groupe contrôle n’a pas participé à l’activité.
Tableau I : Données biométriques du groupe contrôle
Patients
F.
Ma.
Ma.
Je.
Flo.
He.
Je.
Ro.
El.
Je.
Iv.
Sexe
(H/F)
Age
(Années)
Poids
(kg)
Taille
(cm)
F
F
F
F
F
F
F
H
F
H
F
Moyenne
Ecart-type
90
93
84
85
83
84
88
97
89
85
97
88,64
5,12
48
49
57
41
65
63
64
58
69
73
64
59,08
9,84
143
153
162
158
165
151
157
161
151
185
163
159
10,80
MMS
(/30)
26
26
25
27
28
27
25
25
24
24
24
25,55
1,37
Tableau II : Données biométriques du groupe contrôle
Patients
Sexe
(H/F)
Age
(Années)
Poids
(kg)
Taille
(cm)
MMS
(/30)
Jo.
F
84
59,2
145
27
Co.
F
90
72,4
162
26
Ma.
F
72
59,2
158
26
Ga.
F
80
68,0
167
27
Cl.
F
86
57,0
164
28
Jo.
F
78
47,8
158
27
Vi.
F
88
75,7
174
24
Ph.
H
87
90,7
173
24
An.
F
82
55,3
152
25
Ma-J.
F
77
58,7
157
26
Moyenne
82,4
64,4
161
26
Ecart type
5,66
12,45
9,1
1,33
Page 2
2.2. Matériel
Les outils d’évaluation utilisés dans le cadre de cette étude sont : le test de Tinetti, la plateforme de force, le Functionnal Reach test (FRT), un test navette chronomètre (test ISEK),
l’échelle de Berg, le Time up and go test (TUG) et le test d’appui unipodal chronométré
(Mourey 2009, Thoumie 1999, Amand 2010, Bogle Thorban 1996, Potsiadlo 1991, Vellas
1997). Ils permettent d’évaluer successivement l’équilibre - associé ou non aux tâches fonctionnelles - et le risque de chute. La qualité et la vitesse de marche ont également été évaluées
par le test des 6 minutes de marche (TM6) (Beauchet 2002). Les jeux proposés par la console
Wii Fit™ étaient les principaux outils utilisés pour la réalisation des entraînements proposés.
Ces exercices fonctionnent avec une plateforme fixe appelée : Wii balance boardTM. Les quatre capteurs de pression dont elle est pourvue permettent de déterminer visuellement
l’évolution du trajet de la projection du centre de gravité. Cette évaluation permet un feedback visuel utilisable par le sujet examiné.
En fonction des résultats obtenus, Wii Fit, propose plus de quarante exercices repartis en quatre groupes. L’étude s’est basée sur cinq jeux spécifiques pour une rééducation de l’équilibre
et de la posture. "Le yoga" travaille le maintien de la posture rachidienne et l’équilibre. "La
chasse aux poissons" et "Le slalom de ski" travaillent le déplacement du poids du corps latéralement. "Le jeu des billes" demande un déplacement latéral et antéropostérieur du centre de
gravité du corps. "Le funambule" entraîne la gestion de l’équilibre.
3. Résultats
L’analyse statistique des données a été réalisée après vérification de la normalité de
l’échantillon par le test de Kolmogorov-Smirnov. Le choix s’est porté sur des tests non paramétriques. Le test de Wilcoxon a permis d’analyser les éventuelles modifications consécutives
à l’entraînement. Le seuil de signification a été posé à p < 0,05.
3.1. Comparaisons des résultats au sein des 2 groupes après 6 semaines d’entraînement
L’évolution des résultats des deux groupes est présentée en figure 1. Les étoiles sont utilisées
pour caractériser le niveau de signification des variations observées au sein de chaque groupe.
Page 3
Figure 1 : Différences intragroupes après 6 semaines
(NS: p > 0,05 ; *: p < 0,05 ; **: p < 0,01 ; ***: p < 0,001)
Le test de Tinetti permet d’évaluer les anomalies de l’équilibre et de la marche du sujet âgé.
Lorsque le score est inférieur à vingt, il y a une majoration du risque de chutes (Beauchet,
2002). L’Institut National d’Assurance Maladie et Invalidité place ce seuil a 19. Ce test a été
divisé en deux parties, la partie équilibre (test de Tinetti 1) et la partie marche (test de Tinetti
2). Nous avons observé une amélioration hautement significative des résultats pour le groupe
expérimental (p = 0,0039 pour le test de Tinetti 1, p = 0,0091 pour le test de Tinetti 2 et p =
0,0080 pour le test de Tinetti total). Les scores sont passes de 18,8/28 (± 4,64) à 25,7/28 (±
1,77) après 6 semaines d’entraînement sur la console de jeux. Au sein du groupe contrôle,
nous avons noté une diminution hautement significative du score (p = 0,0058 pour le test de
Tinetti 1 et p = 0,0059 pour le test de Tinetti total).
Les résultats étaient semblables pour l’échelle de Berg. Nous avons observé une diminution
hautement significative du score pour le groupe contrôle (p = 0,0029). Et une augmentation
très hautement significative pour le groupe expérimental (p = 0,0003). En ce qui concerne le
test d’appui unipodal et le functional reach test, les scores obtenus ont diminué de façon non
significative pour le groupe contrôle. En revanche, le groupe Wii Fit™ a vu ses valeurs augmenter de façon hautement significative (p = 0,0059 pour l’appui unipodal et p = 0,0020 pour
le FRT).
Le test Time up and go a montré des valeurs diminuées de façon hautement significative pour
le groupe expérimental (p = 0,0098). En valeurs brutes, les sujets ont réalisé le test en 19,9
secondes (± 5,15) en moyenne avant l’entraînement. Apres les six semaines, les valeurs du
groupe contrôle ont augmente de façon non significative.
Page 4
Le test pour évaluer la surface de déplacement du centre de pression plantaire a connu une
diminution très hautement significative de l’amplitude du déplacement du centre de pression
(p = 0,0002) pour le groupe Wii Fit.
Dans le groupe expérimental, la vitesse de marche et le test de marche des 6 minutes ont
augmenté de manière hautement significative avec une valeur identique (p = 0,0039) pour ces
deux tests. La distance initiale parcourue était de 245,63 mètres. Au test final, elle était en
moyenne de 299,21 mètres. Dans le groupe contrôle, les valeurs des deux tests ont diminué
sans que cela soit significatif.
3.2. Comparaisons des résultats entre les 2 groupes après 6 semaines d’’entraînement
Cette comparaison est donnée dans les figures 2 et 3.
La différence entre les 2 groupes est hautement significative pour le test de Tinetti 2
(p = 0,0052), le Time up and go test (p = 0,0035), le test des 6 minutes (p = 0,001), le test
d’appui unipodal (p = 0,0077) et le functionnal reach test (p = 0,0035) (figure 3).
Les résultats sont très hautement significatifs pour le test de Tinetti 1 (p = 0,0003), le test de
Tinetti total (p = 0,0004), la vitesse de marche en 6 minutes (p = 0,0008) et pour l’échelle de
Berg (p < 0,001). En ce qui concerne le test ISEK, les participants obtiennent des temps légèrement meilleurs que les personnes du même age sans que cela ne soit significatif
(p =
0,85).
Les résultats nous permettent d’observer une amélioration significative de chaque test pour le
groupe expérimental et une diminution générale des capacités du groupe contrôle.
Figure 2 : Différences intergroupes après 6 semaines
(NS: p > 0,05 ; *: p < 0,05 ; **: p < 0,01 ; ***: p < 0,001)
Page 5
Figure 3 : Comparaison intergroupe après 6 semaines (**: p< 0,01)
4. Discussion
Cette étude portait sur l’évaluation de l’impact d’un entraînement spécifique de la population
âgée. Elle a montré que la console de jeux Nintendo® : Wii Fit™ est un outil parfaitement
adapté en vue d’une amélioration de la marche et de l’équilibre, et d’une réduction des facteurs de risques associés aux chutes chez la personne âgée. Les groupes ont été formés selon
l’envie des personnes à participer ou non à cette expérimentation. La motivation des sujets
pour le groupe Wii Fit™ était remarquable. Ce facteur non négligeable peut être une des causes
de l’augmentation considérable des résultats. Cependant, on ignore si le groupe était naturellement motivé ou si l’aspect ludique a contribué à cette importante motivation. En ce qui concerne le groupe contrôle, la motivation et l’envie de participer à cette étude étaient moindres.
Des résultats récents confirment nos résultats. (Nitz, 2009) ont également observé une augmentation des résultats de force et d’équilibre après un entraînement de type Wii Fit™ réalisé
auprès d'une population âgée de 30 à 60 ans. Aux résultats obtenus pour cette tranche d’âge,
nous ajoutons des résultats tout aussi positifs pour une population de seniors.
L’observateur était le même pour tous les tests initiaux et finaux. Cette condition était importante dans l’évaluation du test de Tinetti. Celui-ci est examino-dépendant (Mourey, 2009). La
littérature diverge quant à l’utilisation de tests visant à evaluer l’equilibre, la qualité et la vitesse de marche. Certains comme (Ben Achour Lebib, 2006) soulignent l’aspect limite du
Time Up and Go Test pour l’évaluation de l’équilibre. D'autres estiment qu’il s’agit du test le
plus simple en consultation et probablement le plus fiable (Yelnik, 2007) et concluent en la
fiabilité et la validité du Time Up and Go test pour quantifier la mobilité fonctionnelle (Podsiadlo, 1991). Une autre étude (Perrenou 2005) considèrent que le Berg Balance Scales et le
Functional Reach Test ne répondent pas aux critères requis pour être une référence absolue en
Page 6
matière d’échelle générique d’évaluation de l’equilibre. Cependant, ces différentes échelles
sont les plus utilisées dans le domaine gériatrique. Des lors, nous avons repris dans notre
étude les tests les plus utilisés dans des études semblables.
Les patients ont répondu à un questionnaire destiné à exprimer les facilités et les difficultés
éprouvées lors de l’entraînement. Ces données subjectives présentent l’intérêt de fournir des
indications sur le ressenti des sujets. Lesquels sont unanimes quant au bénéfice des exercices
proposés sur leur équilibre et la qualité de leur marche. Par ailleurs, cette expérience leur a
apporté une dimension nouvelle au niveau social. Du reste, tous les participants étaient prêts à
renouveler l’expérience si celle-ci leur était encore proposée par la suite.
5. Conclusion
Nous avons envisagé l’utilisation de nouvelles technologies dans un autre cadre que celui du
divertissement. Nous avons observé l’évaluation de l’impact d’un entraînement de type Wii
Fit™ sur l’equilibre, la marche et le risque de chutes des personnes âgées. Nos résultats tendent à montrer que cette console de jeux est adaptée à la rééducation spécifique d’une population âgée vivant en institution. De ce fait, la console et les logiciels utilisés constituent un outil complémentaire utilisable dans le cadre de la kinésithérapie gériatrique.
REFERENCES
Amand M, Meeus P, Theunissen S, Balestra C., 2010, L’Inter-age Score to Evaluate Kinesthetic abilities (Test ISEK) évolue symétriquement à la force manuelle à la préhension (Grip test).
Kinesither Rev (104-105):37-43.
Beauchet O, Dubost V, Nevers A, Stierlam F, M AB, Mourey F, et al., 2002, Development of a
clinical test of gait in frail elderly by a cognitive approach of locomotion. Ann Readapt Med
Phys. 45(3):123-30.
Ben Achour Lebib S, Missaoui B, Miri I, Ben Salah FZ, Dziri C., 2006, Role of the Neurocom
Balance Master in assessment of gait problems and risk of falling in elderly people. Ann Readapt Med Phys. 49(5):210-7.
Bogle Thorban LD, Newton RA, 1996, Use of the Berg balance test to predict falls in elderly persons.
Phys Ther. 1996; 76-6 :576-85.
Fauchard T, Le Cren F., 2009, Présentation intégrée d’equilibre dynamique (PIED). Science et sports;
24:152-9
Mourey F., 2009, Rééducation en gériatrie. EMC (Elsevier Masson, Paris) Kinésithérapie-Médecine
physique-réadaptation; 26-590-A-10.
Nitz JC, Kuys S, Isles R, Fu S.2009, Is the Wii Fit™ a new-generation tool for improving balance,
health and well-being? A pilot study, .Climacteric.
Ozcan A, Donat H, Gelecek N, Ozdirenc M, Karadibak D., 2005, The relationship between risk factors
for falling and the quality of life in older adults. BMC Public Health.; 5:90.
Perennou D, Decavel P, Manckoundia P, Penven Y, Mourey F, Launay F, et al., 2005, Evaluation of
balance in neurologic and geriatric disorders. Ann Readapt Med Phys. 48(6):317-35.
Podsiadlo D, Richardson S., 1991, The timed « Up & Go » : a test of basic functional mobility for
frail elderly persons. J Am Geriatr Soc., 39(2):142-8.
Thoumie P. Posture, 1999, Equilibre et chutes, Bases théorique de la prise en charge en rééducation.
EMC(Elsevier Masson,Paris) Kinésithérapie-Médecine physique-Réadaptation; 26-452-A-10.
Vellas BJ, Wayne SJ, Romero L, Baumgartner RN, Rubenstein LZ, Garry PJ., 1997, One-leg balance
is an important predictor of injurious falls in older persons. J Am Geriatr Soc. 45(6):735-8
Yelnik A., 2007, Evaluation clinique de l’equilibre. Collège français des enseignants universitaires de
médecine physique et réadaptation.
Page 7
A contribution to the study of the potential effects
of a calf compression guard on blood lactate concentration
in marathon runners.
L. Deconde , A.Tomé ., F.Pastouret , E. Fumière , O. Leduc
Unité de Lympho-Phlébologie., H.E. P.-H. Spaak, Bruxelles, Belgique
Correspondance : [email protected]
Abstract: The aim of this study was to observe the effect of a calf compression guard (C.G.)
on lactate’s concentrations in long distance runners.The test consisted in running a marathon.
We have realized blood sampling firstly at rest and after the marathon (between the third and
eighth minute), on fifteen male subjects who were wearing only one C.G.. Blood sampling
were done on both legs (with and without the C.G.) and at earlobe, then were analyzed using
the handheld lactate analyzer Accusport®.
The statistical analysis determine a very significant difference between lactate’s values at rest
and post race, thus for the two measurements at the local level but not for the central one.
Moreover we notice a very significant difference after the race between lactate’s
concentration in the leg with and the leg without C.G. Measurements of blood lactate are
lower with calf compression guard, but we cannot extrapolate on the explanations of this
observation.
It would therefore be interesting to investigate the kinetics of production and elimination of
the lactate by means of other tools as the M.R. spectroscopy
Résumé: L’objectif de cette étude était d’observer les effets d’un bas de compression
lorsqu’il est porté pendant un effort de longue durée. Nous avons réalisé des microprélèvements sanguins chez quinze sujets masculins qui portaient chacun un seul bas. Cela au
repos, donc avant le test du marathon, puis après leur arrivée (entre la troisième et huitième
minute post effort). L’échantillonnage a été fait sur la jambe avec le bas, sur la jambe sans, et
au niveau du lobe de l’oreille. Les mesures de lactatémie furent ensuite effectuées à l’aide de
l’analyseur de lactate portatif Accusport®.
L’analyse statistique des donnés montre une différence très significative entre le taux de
lactate enregistré au niveau local avant et après la course, mais par contre aucune différence
significative au niveau central.
Nous observons aussi une différence très significative après l’effort entre la jambe avec la
compression et la jambe sans. La jambe avec le bas de compression présentant une
concentration de lactate bien inférieure à la seconde.
Bien que les outils d’investigation utilisés nous permettent d’observer ces variations dans le
taux de lactate, il faudrait recourir à d’autres techniques comme la spectroscopie R.M. afin
d’analyser la cinématique d’élimination du lactate.
Mots-clés : effort ,manchon de compression, lactate
L.Deconde, A.Tomé, F.Pastouret, E.Fumière O.Leduc
Page 1
1. Introduction:
After the development of training techniques to enhance sports performance, we are now
seeing the development of medical technologies adapted to the sportsmen. The use of
compression guards is one of those new technologies given to athletes.
This would enable both training and racing to improve performance and maximize recovery.
(Bringard 2007). Previously, studies using medical compression have concluded that this type
of clothing could promote peripheric circulation and venous return and reduce the
accumulation of lactate after exercise. (Chatard 2004).
This kind of compression (Compression guard with inversed pressure: C.G.) is mostly used
by long distance athletes. Faced with this fashion, it seems interesting to study the variation of
lactate concentration in marathon runners.
2. Population:
Fifteen healthy male subjects (age 36,3 ±12,7;height 180 ±6,33 cm; weight 76,7± 6,4 kg)
participated in the study. The participants were volunteers and gave their informed consent
prior to testing.(see in Appendices). All of them were involved in a physical activity at least
three times a week, and most of them with specific training to achieve the goal which was to
finish the marathon.
3. Experimental Procedures:
The experimental protocol was approved by the Academic Ethical Committee of Brussels
Alliance for Research and Higher Education.
3.1. Test:
Consisted in running the 42,195 km during the Brussels Marathon the 4th of October 2010.
3.2. The calf compression guards (C.G.):
The medical stockings for venous diseases are designed with a principle of gradual decreased
pressure from the bottom up. For the sport practice, (Couzan 2002) recommend a calf
compression guard which should exert a gradually increased pressure from the bottom up, it
means low pressure around the ankle and higher pressure at the calf.
The Compressport® guards worn during the experiment are designed according to this
principle of inverted pressure. These guards are available in 4 different sizes according to two
parameters: the maximal calf perimeter (in cm) and the tibia length (in cm). In order to have
the precise individual size we have measured by means of cloth tape the maximal calf
perimeter and the tibia length (knee joint line to the medial malleola tip). Based on the
measured values we used the Compressport® size table to best fit our subjects.
3.3. Measurement of pressure under the guard:
To assess the pressure exerted by the compression guard on the runner’s leg we have used a
pressure sensor (Kompritest-DGBM). This one was placed on the skin at the maximal
perimeter of the calf. Two measurements have been done, one with the subject standing up,
the second one when he was in the prone position.
Page 2
3.4. Measurements of blood lactates:
Blood samples were obtained by means of sterile single use lancets, Accu-Check® Softclix®
Pro, which are inserted in a lancing device of Softclix®Pro type. The lactate blood
concentration was measured by means of Accusport portable lactate analyser (BoehringerMannheim®) and lactate test strips (Roche®). All these devices allow us to determine the
capillary blood lactate levels. The range of measurement is 0,8 to 22mmol/L for the blood
values and 0,7 to 26mmol/L for the plasma values. The strong association of Accusport
portable lactate measures with values obtained from laboratory analyser as been confirmed for
workloads producing lactate in the range of 1-13mmol/L (Pinnington 2001).
Subjects were tested at 2 different moments: Before the warm up and then straight after
crossing the finish line.
At every turn, we have done 3 micro blood samples, respectively from the calf with the guard,
from the calf without the guard and the last from the earlobe. Thus 6 samples per runner have
been analyzed.
The values registered at the calf, will be the local indicator of lactate concentration, and those
collected at the right earlobe will be the central indicator.
The first part of samples (rest values) was withdrawn after five minutes rest on a chair.
The post effort sampling has been done in between the third and eighth minute. Although
many studies on the concentration of lactate post-exercise have been conducted, most authors
recommend different latencies before the onset of the peak lactate. We relied on the study of
(Gass 1981). They studied lactate measurement after a 30- minutes maximal effort on a
treadmill. They agree that to obtain the lactate peak the sample can be made between the third
and eighth minute post exercise. After the race we did the sampling in the same order as for
data at rest and between the third and eighth minutes after the subjects crossed the finishing
lane.
3.5. Statistical analysis:
We have defined the normality of our population based on the Kolmogorov-Smirnoff test.
Thus, we used the paired parametric t test of Student. (P<0,05).
4. Results
We remind you that two series of sampling were made. In tables 1 and 2, the first sampling
tallies with the data "rest" and the second with the data "post race".
We have decided that participants should wear the C.G. in a random way on the left or right
leg in order to limit the bias due to the possible difference of laterality.
The statistical interpretation of our results has been done thanks to the software:
GraphpadPrism version 5.
Table 1 and table 2 are respectively the blood lactate concentration of our samples in mmol.L1
and expressed in percentage.
The percentage conversion was conducted in order to have greater clarity in our results.
Indeed it allowed us to analyze each subject individually with his control value which is the
blood lactate concentration at rest. This for the calf with C.G., the calf without C.G., or the
earlobe.
Page 3
Rest
Calf with
CG
n°1
n°2
n°3
n°4
n°5
n°6
n°7
n°8
n°9
n°10
n°11
n°12
n°13
n°14
n°15
Right
earlobe
2
1,6
1,8
0,8
2,2
0,8
0,8
2,2
0,8
3
0,8
1,5
1,1
2
2,2
Mean
SD
Subject
Post Race
2,4
2,7
2,4
0,8
2,2
3,5
3,2
0,8
0,8
3,1
1,8
2,9
2,5
2,3
2,2
Calf without
CG
3,1
2,7
2,1
0,8
2,1
2,9
3,4
0,8
0,8
3,7
1,6
2,8
2,6
3,5
2,1
Right
earlobe
0,8
2
2,2
0,8
3,6
0,8
1,4
3
4,1
1
2,6
1,7
1,6
1,7
2,4
Calf
Calf with
without CG
CG
7,8
1,3
12,3
3,9
6,5
2,1
11
5,7
11,3
3,1
3
1,3
9,6
3,2
9,7
4,5
16,3
3,2
2,4
2,2
20,8
6,6
14,1
15,9
8,3
4,5
7,7
3
18,3
7,2
1,57
2,24
2,33
1,98
10,61
4,51
0,68
0,83
0,95
0,98
5,01
3,49
-1
Table1: Blood lactate concentration in mmol.L :
Subject
Rest
Control
Control
Value Calf Value Calf
without C.G. with C.G.
Control
Value
Earlobe
n°1
n°2
n°3
n°4
n°5
n°6
n°7
n°8
n°9
n°10
n°11
n°12
n°13
n°14
n°15
Mean
SD
40
125
122,22
100
163,64
100
175
136,36
512,5
33,33
325
113,33
145,45
85
109,09
Post Race
Calf
without
C.G.
251,61
455,56
309,52
1375,00
538,10
103,45
282,35
1212,50
2037,50
64,86
1300,00
503,57
319,23
220,00
871,43
Right
earlobe
Calf with
C.G.
54,17
144,44
87,50
712,50
140,91
37,14
100,00
562,50
400,00
70,97
366,67
548,28
180,00
130,43
327,27
100
100
100
152,40
656,31
257,52
0
0
0
116,14
557,08
207,95
Table 2: Blood lactate concentration expressed in percentage:
Page 4
0,0036
Variation %
0,0022
1200
Earlobe
1050
Calf without C.G.
900
Calf with C.G.
750
600
0,0133
450
300
0,1135
150
Control Value 100%
0
Graphic 1: Representation of blood lactate concentration in percentage.
5. Discussion:
At a central level our data did not establish a significant difference (p>0,05) before and post
effort. The statistical difference recorded by our software is p= 0,1135, average post exercise
right earlobe 152,4% SD 116.
This could be explained by the fact that for any sub maximal exercise, the lactate
concentration increases during the first 10 minutes and then decreases to nearly reach the rest
value. (Astrand and al, 1963) [6].
Locally, all our data reflect a significant difference. Firstly for the calf without C.G., we note
a p value = 0,0022 which means that the difference between the lactate concentration at rest
and after the race is very significant. The average in percentage is 656,31, SD 557,08.
If we look closely at the raw data after the race (table 1 and 2), for the calf without
compression, we find that four of them are much higher than those of other subjects. However
we also find these values for the calf with compression. We can then ask ourselves if these
subjects are not conditioned in any other phase than the aerobic. Indeed, runners were not
equipped with a heart rate monitor and thus an acceleration during the last kilometer could
explain the high lactate levels corresponding to a supra-maximal effort.
Secondly for the calf with the C.G. the p value indicates 0, 0133. We therefore observe here
also a very significant increase in lactate concentration in the samples with calf compression
(mean 257,52, SD 207,95), but less than for the data concerning the calf without C.G..
However, what seems to be really interesting is to compare is the both legs after the race.
Indeed while analyzing the data of the calf with and without C.G., p=O,OO36 indicates a very
significant difference.
Regarding the values announced by the Accusport portable lactate analyser (BoehringerMannheim®), (Bosquet 1998) have managed a study and have found in their lactate
measurement tool a SEM equal to 1,53 mmol.L-1. Since the SEM is present for all our
measurements, be it before or after the exercise, our results remain usable.
So there is certainly an effect on the local lactate concentration while wearing a C.G..
Although our experiments allow us to assert this observation, we are not able to explain the
effect of the compression on the lactate’s possible appearance or clearance.
Page 5
According to (Jouvensal 1997), we would need to resort to the lactate MR spectroscopy to
observe the kinetics of production and elimination of the lactate.
Another means would be the biopsy which is used to establish a microscopic examination for
the ultra structural and biochemical studies. This method was moreover used by (Freund
1981) for the research works concerning the kinematics of lactate’s disappearance.
Henceforth, we are going to ponder over the pressure exercised by the C.G. at the calf level.
As seen above, the pressure was measured for each subject in two different positions: standing
and prone. The average values are respectively 62,07 and 57,64 mmHg.
We notice that according to the compression guard designer (Compressport), the average
pressure would be at least 20mmHg which is much lower than our measures.
Also in a study on reversed compression, (Partsch 2005) have highlighted the occurrence of
occlusion of the calf veins to the pressure around 25mmHg in the supine position and around
70mmHg in the erect position.
Thus we wonder if the pressure exerted by C.G. would have not collapse the sub cutaneous
capillaries, therefore causing a lower perfusion and thus a smaller amount of lactate where we
collect samples.
6. Limits:
Here we will raise up some points that could be improved in future studies. The runners were
not all of the same level, time of effort vary from 3h15min to 4h40min, thus the C.G. were
worn for different lengths of time. We have to wonder about the fact that this parameter could
have an incidence on the results. It would certainly be interesting to have a sample of runners
who can provide equivalent performance to standardize the compression time.
As we have seen previously, some lactate concentrations were abnormally high compared to
the average. The heart rate monitoring would have been a really useful tool, to make sure the
subjects were performing at a sub maximal work rate.
7. Conclusion:
Our study demonstrated that there is a very significant post exercise difference between the
lactates concentration analyzed in the leg with C.G. and that without compression (p=0,0036).
We also notice a very significant difference between the concentration of lactate at the calf
level before and after the race with or without C.G., however, the presence of lactate is much
lower in the calf which was wearing the C.G..
These differences are present only at the local level. Indeed the values registered at the
earlobe are not significantly different comparing before and after the effort (p= 0,1135).
Although the statistical analysis of our data indicates there is a very big decrease of the blood
lactate rate at the local level for the leg which wore the compression, we cannot extrapolate
from these facts. We cannot say if this decrease is due to a lesser production or a better
elimination of the lactate.
REFERENCES
Bringard A., Denis R., Belluye N., Perrey S., 2007, Compression élastique externe et fonction
musculaire chez l'homme, in Science et Sport; 22: 1 : 3-13.
Chatard J.C., Atlaoui D., Farjanel J., Louisy F., Rastel D., Guezennec C.Y., 2004, Elastic stockings,
performance and leg pain recovery in 63-year-old sportsmen, in European Journal of Applied
Physiology 93: 347-352.
Page 6
Couzan S., Prüfer M., Ferret J.M., Mismetti P., Pouget J.F., 2002, Un nouveau concept de contentioncompression : apport de l’écho-Doppler couleur avec prise des pressions veineuses et de
l’IRM, in Phlébologie 55: 2: 159-171.
Pinnington H., Dawson B., 2001, Examination of the validity and reliability of the Accusport blood
lactate analyser, in Journal of Science and Medicine in Sport 4 : 129-138.
Gass G.S, Rogers S, Mitchell R., 1981, Blood lactate concentration following maximum exercise in
trained subject, in Brit. J. Sports Med. 15: 3: 171-6.
Astrand P.O., Hallback and al., 1963, Blood lactates after prolonged exercise, in Journal of Applied
Physiology 18: 619-622.
Bosquet L., Mercier D., Leger L., 1998, Validité de l’analyseur de lactate portatif Accusport®, in
Sciences et Sports 13: 138-141.
Jouvensal L., Bloch G., 1997, Spectroscopie RMN du lactate dans le muscle squelettique: visibilité,
quantification et mesure de l'enrichissement au carbone 13 par édition a double quantum, in
Travaux universitaires, thèse de nouveaux doctorat n°:97 ECAP 0051.
Freund H., Zouloumian P., 1981, Lactate after exercise in man IV Physiological observation et models
predictions, in European Journal of Applied Physiology 46: 161-176.
Parsch B., Partsch H., 2005, Calf compression pressure required to achieve venous closure from
supine to standing position, in Journal of Vascular Surgery 42:734-8.
Page 7
Fonction de réponse du détecteur CdZnTe SPEAR
L. Marwaha, F. Tondeur
Laboratoire de Physique Nucléaire et de Radiations, ISIB, Haute Ecole P.-H. Spaak,
Bruxelles, Belgique
Correspondance : [email protected] , [email protected]
Résumé : La fonction de réponse du détecteur CdZnTe SPEAR développé par eV
Microelectronics a été étudiée en détail. Ce détecteur de photons compact comprend le cristal
de CdZnTe et le préamplificateur. Il est opérationnel à la température ambiante, pour une
gamme d’énergie allant de 10 keV à 1 MeV, avec une résolution inférieure à 4% à 122 keV.
Le but de l’étude est d’établir une approximation analytique empirique de la fonction de
réponse spectrale du détecteur, à utiliser dans des simulations de type Monte Carlo. Plusieurs
radionucléides émetteurs gamma ont été utilisés : 241Am, 109Cd, 57Co et 137Cs. Outre
l’élargissement Gaussien, on note que chaque pic possède une queue d’allure exponentielle
sur son flanc de basse énergie, d’autant plus marquée que l’énergie des photons est élevée.
Les paramètres caractérisant cette queue et l’élargissement ont été évalués.
Mots-clés : Détecteur CdZnTe, CZT
1. Synthèse générale
Le détecteur CdZnTe est un détecteur semi-conducteur de photons dans le domaine X/γ, qui
possède une résolution en énergie attractive pour un détecteur non refroidi, ainsi qu’un coût
compétitif. Il est retenu ici comme détecteur d’un système de contrôle spectral des appareils à
RX. L’interprétation des spectres énergétiques est cependant rendue plus complexe en raison
d’une particularité du détecteur, qui est un déficit de collecte des charges libérées, surtout les
trous, fonction de la distance entre le point d’interaction du photon détecté et les électrodes.
Ce déficit de charge entraîne la génération par le détecteur d’impulsions dont l’amplitude est
plus ou moins affaiblie
Lorsqu’on applique la technique standard de conversion de
l’amplitude en énergie, ces impulsions apparaissent comme des événements de détection de
photons d’énergie plus faible qu’en réalité. La réponse du détecteur à un faisceau de photons
monoénergétiques semble donc étalée vers les basses énergies. Dans la représentation
graphique du spectre, qui est la courbe du nombre d’impulsions, en fonction de leur énergie
apparente, on observe, en plus du pic attendu, une « queue » de basse énergie, dont l’allure est
exponentielle (fig.1). Ce travail est consacré à évaluer les paramètres caractéristiques de cette
queue. On montre que la queue exponentielle dépend de façon importante du traitement
électronique des impulsions.
Marwaha, Tondeur
Page 1
120
100
80
60
40
20
0
1
11
21
31
41
51
Fig. 1. Pic spectral de réponse à des photons monoénergétiques, avec queue exponentielle
(Données fictives)
2. Introduction
Le but de notre étude est de caractériser la réponse du détecteur CZT « SPEAR ». Le principal
problème dans l’utilisation du CZT réside dans ses capacités limitées de collecte des charges
libérées. Le piégeage des trous entraîne une formation plus lente des impulsions, donc un
temps de montée plus grand, mais aussi une amplitude plus faible. Il en résulte un effet
d’étalement en « queue » dans le spectre (Miyajima 2002a, Miyajima 2002b). Cet article
s’attache à caractériser cet étalement, et propose une approximation analytique empirique de
la réponse du détecteur, en vue par exemple d’une utilisation dans des simulations de spectres
de type Monte Carlo. Un modèle analytique plus élaboré a été mis au point par Leclair (2006),
basé sur l’équation de Hetch, et testé pour les rayons gamma de 241Am à 60 keV. La méthode
que nous proposons sur base empirique est plus simple et s’applique à une gamme d’énergies
plus étendue.
3. Dispositif expérimental
Le détecteur SPEAR (Single Point Extended Area Radiation) de eV Microelectronics
comprend un cristal de 5x5x5 mm3 et un préamplificateur hybride à bas bruit. Il se prête à des
réalisations de faible encombrement, de par ses dimensions limitées (diamètre 13 mm,
longueur 89 mm).Il fonctionne à la température ambiante. Il est efficace dans une gamme
d’énergies allant de 10 keV à 1 MeV, avec une résolution meilleure que 4% à 122 keV.
Nous avons procédé à des mesures en géométrie de faisceau étroit : le détecteur a été placé
dans un blindage avec collimateur (fig.2). Différentes sources radioactives, principalement
241
Am, 109Cd, 57Co et 137Cs ont été utilisées pour acquérir les spectres expérimentaux à
différentes énergies. Selon leur activité, le sources ont été placées de 5 cm à 20 cm du
détecteur. Les spectres ont été acquis par un DSA-1000 (Desktop Spectrum Analyzer) de
Canberra.
Marwaha, Tondeur
Page 2
Fig. 2. Schéma du blindage de Pb et Cu entourant le détecteur.
4. Optimisation des paramètres opérationnels
Le DSA-1000 a été utilisé pour procéder au filtrage numérique des impulsions, qui permet
une certaine réduction de l’effet de queue. L’optimisation de cette fonction porte sur le temps
de montée (µs) et le sommet plat (µs). On a également optimisé la haute tension alimentant le
détecteur.
Le temps de montée est le temps que met le signal de sortie du détecteur pour parcourir un
certain intervalle en pourcentage de son amplitude totale (par exemple de 10% à 90%)
(McNaught 1997). Ce paramètre agit symétriquement sur le temps de montée et le temps de
descente du filtre numérique appliqué par le DSA. Comme lors du filtrage Gaussien
conventionnel, ce filtre détermine le degré de filtrage du bruit de fond (Canberra 2005). Dans
le cas présent, il permet aussi de réduire la prise en compte de la collecte des trous, plus lente
que celle des électrons, et plus sensible au déficit de collecte des charges. Les spectres du
109
Cd (88 keV) et du 57Co (122 keV) ont été mesurés pour différents temps de montée à partir
de la valeur minimale proposée par le DSA (0.4 µs). La fig.3 montre le changement de la
largeur des pics spectraux pour des temps de montée croissants. On observe que la largeur
des pics (FWHM) est la plus faible pour le temps de montée le plus bas de 0,4 µs.
Fig. 3. Largeur à mi-hauteur du pic pour 109Cd (88 keV) et
en fonction du temps de montée
Marwaha, Tondeur
57
Co (122 keV),
Page 3
Le paramètre “sommet plat” détermine la durée de la partie centrale du filtre numérique, qui
vise à ajuster celui-ci aux caractéristiques de la collection de charge du détecteur, pour
minimiser le déficit balistique. Le DSA-1000 permet de varier ce paramètre de 0 to 3 µs. . Le
spectre du 57Co a été utilisé pour optimiser cette valeur. La fig.4 montre clairement
l’élargissement du pic quand la durée du sommet plat augment, la valeur optimale étant 0 µs.
Fig. 4. Variation du pic du 57Co avec la durée du sommet plat (FT=flat top)
La tension d’alimentation du détecteur a été variée de 500 V à 1000 V (qui est le maximum
admis), avec les temps optimaux de montée (0.4 µs) et de sommet plat (0 µs). On a considéré
ici trois émetteurs : 241Am (60 keV), 109Cd (88 keV) et 57Co (122 keV). La largeur à mihauteur FWHM pour chacun d’eux est donnée dans la table 1. On y voit que, au-delà de
600V, la tension a peu d’impact, l’optimum étant voisin de 800 V.
Isotope
241
Am
Cd
57
Co
109
FWHM
500 V
(In %)
5.12
4.14
4.33
Tab. 1.
FWHM
600 V
(In %)
4.39
3.83
4.10
FWHM
700 V
(In %)
4.30
3.76
3.95
FWHM
800 V
(In %)
4.31
3.82
3.88
FWHM
900 V
(In %)
4.45
3.78
3.96
FWHM
1000 V
(In %)
4.18
3.85
4.28
Largeur des pics selon la haute tension
5. Modèle de fonction de réponse
Avec les paramètres optimaux, les spectres de 241Am (60 keV), 109Cd (88 keV), 57Co (122
keV) et 137Cs (662 keV) ont été obtenus. La portion du spectre attribuable au pic
photoélectrique principal (ou les deux pics à 122 et 136 keV pour Co) a été ajustée avec une
fonction de réponse M(E) définie par la convolution gaussienne d’une fonction F(E) « pic +
exponentielle » :
F ( E ) = α . exp(β E ) + γ .δ ( E − Eγ )
M (E) =
 ( E − E ' )2 
1
.∫ dE '.F ( E ' ). exp−

2σ 2 
σ 2π

Marwaha, Tondeur
Page 4
La fonction F(E) peut être caractérisée par l’exposant β et par la fraction du nombre
d’impulsions incluse dans la partie exponentielle. Un programme C++ a été rédigé pour
calculer le spectre avec ce modèle. Les paramètres ont été ajustés pour reproduire au mieux
les mesures. La Table 2 donne les valeurs de l’exposant et de la fraction exponentielle pour
chaque source.
Isotope
241
Am
Cd
57
Co
137
Cs
109
Energy
(MeV)
0.06
0.088
0.122
0.662
Tail Fraction
(In %)
7.33
44.30
71.36
90.90
Exponential β
(MeV)
223.39
165.05
80.03
11.05
Fraction exponentielle (tail fraction) et exposant β pour quatre sources
Tab. 2.
La Fig. 4 montre le spectre calculé, comparé au spectre expérimental, pour
pour 109Cd et la Fig.6 pour 57Co.
241
Am, la Fig. 5
.
Fig. 5. Comparaison des spectres calculé et mesuré pour Am-241
Fig. 6. Comparaison des spectres calculé et mesuré pour Cd-109
Marwaha, Tondeur
Page 5
Fig. 7. Comparaison des spectres calculé et mesuré pour Co-57
Pour appliquer le calcul à des spectres contenant des pics à d’autres energies, ainsi que des
événements de diffusion Compton, il faut connaître les valeurs de l’exposant β et de la
fraction exponentielle Tf à toute énergie. C’est pourquoi nous avons développé deux formules
d’interpolation pour ces paramètres:
Tf (E) = 0.91 [(1 – e-x) / x]
où x = 1 / (9000 * E4)
β (E) = 6.4135 * E-1.27
Les valeurs de ces paramètres dépendent fortement des valeurs adoptées pour le filtrage
temporel. Elles pourraient aussi varier d’un cristal détecteur à l’autre. Donc, chaque utilisateur
souhaitant appliquer notre approche doit répéter les opérations décrites plus haut pour son
détecteur et pour son électronique d’acquisition.
6. Conclusion
La fonction de réponse du détecteur CdZnTe SPEAR peut être décrite par un modèle simple
“pic + exponentielle” avec élargissement gaussien. Toutefois, les paramètres du modèle
doivent être redéterminés pour chaque détecteur individuel, ainsi que pour chaque système
d’acquisition des spectres.
Remerciements : This contribution is a part of the FIRST-HE project “MICOS” supported by the
Walloon region under contract n°816824. The shield was manufactured by BALTEAU NDT and the
detector was provided by CANBERRA for testing.
REFERENCES
Miyajima, S., Sakuragi, H., Matsumoto, M., 2002, Nucl. Instr. and Meth., A 485, 533
Miyajima, S., Imagawa, K., Phys. Med. Biol. 2002; 47, 3959
LeClair R.J., Wang, Y., Zhao, P., Boileau, M., Wang, L., Fleurot, F., 2006, Med Phys. 33(5):1329
McNaught, A.D., Wilkinson, A., 1997, IUPAC Compendium of Chemical Terminology ; 67, 1751
Canberra Industries Inc., 2005, DSA-1000, Hardware Manual
Marwaha, Tondeur
Page 6
Vingt années d’études de la pollution par le radon à l’ISIB
IV : Cartographie du risque radon en région wallonne
G. Cinelli1, F. Tondeur2
1 Dipartimento di Scienze della Terra e Geologico-Ambientali, Alma Mater
Studiorum Università di Bologna, Bologna, Italia
2 Laboratoire de physique nucléaire et des radiations LPNR,
I.S.I.B., H.E. P.-H. Spaak, Bruxelles, Belgique
Correspondance : [email protected] [email protected]
Résumé : Cet article présente une carte du risque associé au radon en Wallonie, basée sur les
deux bases de données étudiées dans l’article précédent (Tondeur 2010) . Les données (des
concentrations du radon mesurées au rez de chaussée) sont regroupées par unité géologique.
On suppose, pour chaque unité, que la distribution des données peut être approchée par une
loi log-normale. Pour chaque unité, une déviation standard logarithmique moyenne est
évaluée, en tenant compte de la variabilité plus grande des mesures de type « court terme ».
Pour chaque nœud d’une grille de 1 km, on détermine le contexte géologique local et la
déviation standard logarithmique qui lui correspond. Pour chaque nœud, la moyenne
logarithmique locale est ensuite calculée par une moyenne mobile des données relatives à la
même unité géologique, et la loi log-normale permet alors de calculer le pourcentage prévu de
bâtiments dépassant le niveau de référence européen (400 Bq/m3). Cette carte est la première,
pour la région wallonne, à intégrer complètement l’information géologique.
Mots-clés : radon, cartographie du risque radon, géologie, géostatistique.
1. Synthèse générale
La pollution par le radon dans les bâtiments est considérée comme la seconde cause de cancer
du poumon après le tabac. Le radon est un gaz radioactif naturel issu du sous-sol et des
matériaux de construction. La contribution du sous-sol étant prédominante en région
wallonne, on comprend aisément que le niveau de risque y soit intimement associé à la nature
géologique des roches, et donc à la localisation de la maison. Cela conduit à l’idée qu’il est
utile de cartographier ce risque et de définir les régions affectées par le problème.
Cependant, d’autres facteurs influencent le niveau de risque, comme la structure du bâtiment,
la nature des matériaux, les habitudes de vie (ventilation, …). Ces facteurs sont très variables
d’un bâtiment à l’autre et, dans une zone donnée, peuvent être considérés comme induisant
des variations aléatoires du risque radon. Localement, la concentration du radon dans les
maisons radon est donc une variable aléatoire, qui présente de fait une grande variabilité
d’une maison à l’autre. On observe que le logarithme de la concentration du radon (en
Bq/m3), mesurée au rez de chaussée des maisons d’une zone donnée, suit approximativement
une loi normale (distribution approximativement log-normale).
On caractérise souvent le niveau local du risque par le pourcentage de maisons dépassant le
niveau de référence recommandé par l’Union Européenne (400 Bq/m3), qui est appliqué de
facto en Belgique en l’absence d’une réglementation nationale spécifique. Dans le présent
travail, ce pourcentage est calculé en chaque noeud d’une grille kilométrique couvrant la
région wallonne et Bruxelles, en faisant l’hypothèse d’une distribution locale log-normale. La
Cinelli, Tondeur
Page 1
carte que nous proposons est basée sur les mesures qui ont été décrites dans l’article précédent
de cette série (Tondeur 2010). Après avoir déterminé l’unité géologique présent en chaque
nœud de la grille, la moyenne logarithmique locale est déterminée à partir des données les
plus proches relevant de la même unité. On utilise comme valeur de la déviation standard
logarithmique, une valeur moyenne pour les données de l’ensemble de l’unité géologique,
tenant compte de la plus grande variabilité des mesures « court terme ».
La résolution kilométrique est suffisante pour une carte globale, mais pas pour les besoins
concrets (savoir si telle maison ou tel terrain est dans une zone affectée). La méthode est
toutefois utilisable pour n’importe quelle résolution, la taille des fichiers à manipuler limitant
en pratique l’étendue des zones qu’on peut examiner avec une résolution plus fine.
La carte qui a été réalisée est basée sur la carte géologique numérisée. Actuellement, celle-ci
ne signale pas la présence ou l’absence des dépôts limoneux quaternaires, qui sont renseignés
ponctuellement dans la version papier, mais pas délimités. Il s’agit des dépôts de loess
examinés dans le second article de cette série (Tondeur 2009). Notre carte est valable en
l’absence de dépôt limoneux. Une carte séparée a été réalisée pour les terrains limoneux, la
présence ou non de limon, et donc quelle carte utiliser, devant être déterminée au cas par cas.
2. Introduction
Dans beaucoup de pays, l’exposition au radon est reconnue comme une contribution majeure
à la dose de radiations reçue par la population (Dubois 2005). L’Agence Internationale de
recherche sur le Cancer (IARC), une agence de l’OMS spécialisée dans le cancer, ainsi que le
Programme National de Toxicologie américain, ont classé le radon dans la liste des agents
cancérigènes pour l’homme. Des épidémiologistes ont aussi étudié le risque sanitaire associé
au radon, que ce soit dans les maisons (Darby 2005), ou dans d’autre lieux comme les mines
(Tomasek 2002). Une analyse groupée des résultats collectés en Europe, en Amérique du
nord, et en Chine, a confirmé que le radon dans les maisons contribue significativement au
risqué de cancer du poumon (U.S.EPA 2008, WHO 2008).
La Commission Internationale de Protection Radiologique (ICRP 1990) et une directive
européenne 96/29/EURATOM (1996) recommandent l’identification des zones où une
proportion élevée de maisons pourraient présenter un risque élevé de pollution par le radon, et
devraient être considérées comme « zones affectées par le radon », dans lesquelles des actions
spécifiques visant à protéger la population devraient être entreprises. Pour identifier ces
zones, la plupart des pays d’Europe ont organisé des campagnes de mesure du radon dans les
habitations, ainsi que des mesures du radon dans le sol.
Un recensement et une évaluation des méthodes utilisés dans les pays de l’Union Européenne
ont été présentés par le Centre Commun de Recherche (JRC) de la Commission Européenne
(Dubois. 2005). Ce rapport a souligné la grande variété des méthodes utilisées pour établir
les « cartes du radon ». Les cartes existantes diffèrent par la variable représentée, par la
résolution spatiale, par le recours ou pas à l’interpolation et par le type d’interpolation, et par
le choix des niveaux de la variable qui sont représentés (Bossew 2006).
La variation de la disponibilité du radon provenant du sous-sol est multifactorielle et il est
difficile d’en obtenir une formulation générale. Deux groupes de facteurs prédisposent à des
niveaux élevés de radon dans les maisons. Il s’agit de la situation territoriale caractérisée par
la géologie locale, la géomorphologie et le type de sol, et les caractéristiques régionales des
bâtiments, comme le type de construction, les fondations, le type de fourniture d’eau, l’âge
moyen etc.
Certains pays d’Europe ont établi des cartes donnant l’estimation par zone du niveau moyen
de concentration du radon dans les bâtiments, sur base des mesures de radon dans les
Cinelli, Tondeur
Page 2
bâtiments. D’autres pays ont préféré utiliser des indicateurs indirects du risque pour prévoir la
carte des zones affectées (Kemski. 2009, Mikšová 2002). Ces indicateurs peuvent être la
concentration du radium dans le sol, celle du radon, ainsi que la perméabilité du sol.
Le choix de l’indicateur de risque est largement lié à la disponibilité ou non de données le
concernant. Peu de pays ont mesuré systématiquement le radon dans le sol, mais beaucoup ont
organisé des campagnes de mesure dans les maisons, et sont donc naturellement conduits à
utiliser ces données comme base de leur carte du risque.
Cependant, même si la carte est basée sur les mesures dans les bâtiments, il est utile de
prendre en considération certaines informations concernant le sol et le sous-sol. Si ces
informations ne sont pas directement disponibles, on peu tenter de les corréler aux données
géologiques, lithologiques et pédologiques, pour lesquelles des cartes existent en général.
C’est la méthodologie adoptée pour établir la carte du risque radon au Royaume Uni, et qui a
été suivie dans ses principes dans le présent travail. Pour 430000 données collectées au
Royaume Uni dans les maisons, une analyse de variance a montré que seulement 29% de la
variance peut être relié à un facteur connu comme l’unité géologique locale, le type de maison
(avec ou sans cave, etc…), l’utilisation de double vitrage, l’étage des pièces de vie (living et
chambre), ou l’âge du bâtiment. Parmi ces facteurs, la géologie à elle seule explique 20% de
la variance (Miles 2005), et est donc le principal facteur, si pas le seul, qui puisse être
utilement utilisé pour stratifier les données. .
Le but de cet article est de produire une carte du risqué de pollution des bâtiments par le radon
en région wallonne. L’indicateur choisi est le pourcentage des habitations ayant, au rez de
chaussée, une concentration du radon dépassant le niveau de référence recommandé par la
Commission Européenne (400 Bq/m3) , en accord avec la définition des zones affectées
proposée par la CIPR (ICRP 1990), et en utilisant les catégories de pourcentages adoptées en
Belgique par l’Agence Fédérale de Contrôle Nucléaire (FANC 2009).
Le premier stade est de regrouper les données par unités géologiques. Ces unités ont été
présentées dans l’article précédent (Tondeur 2010) et groupent des formations d’âges
similaires en respectant deux contraintes: leurs niveaux moyens de radon dans les habitations
doit être similaire, et le groupe formé doit être suffisamment fourni pour permettre une
analyse statistique.
En chaque lieu considéré (il s’agira ici des noeuds d’une grille kilométrique), l’unité
géologique locale est déterminée grâce à la carte géologique. On a montré dans la même
référence et dans (Cinelli 2009) que les données relevant d’une même unité géologique
peuvent être raisonnablement décrites par une distribution log-normale. La moyenne
logarithmique locale des concentrations du radon dans les bâtiments est prédite à partir des
données proches relevant de la même unité géologique, par la méthode de la moyenne mobile
comme justifié dans (Tondeur 2010). On suppose une déviation standard logarithmique
constante au sein de chaque unité géologique, ce qui permet de calculer immédiatement le
pourcentage de maisons dépassant le niveau de référence.
3. Instruments et méthodes
3.1. Bases de données
Les deux bases de données utilisées ont été présentées en détail dans l’article précédent
(Tondeur 2010). Il s’agit d’une part de environ 7500 mesures de longue durée (3 mois) au rez
de chaussée rassemblées par l’Agence Fédérale de Contrôle Nucléaire (FANC) et de environ
5000 mesures de courte durée (3 à 4 jours) effectuées par l’ISIB. Les données FANC sont des
mesures par détecteur de traces de type Makrofol, alors que les données ISIB sont des
mesures par charbon actif et spectrométrie gamma. Comme démontré par (Tondeur 2010), les
Cinelli, Tondeur
Page 3
deux bases de données sont statistiquement équivalentes quand il s’agit de calculer la
moyenne logarithmique dans une zone géologique donnée.. Par contre, la déviation standard
logarithmique st plus élevée pour les données ISIB, comme on s’y attend étant donné leur
plus grande variabilité temporelle.
Pour chaque donnée, les coordonnées géographiques sont connues, ce qui permet de
déterminer automatiquement la formation géologique locale grâce à la carte géologique
numérisée (SGB). Cependant, cette carte n’indique la présence éventuelle des dépôts
quaternaires de limon (loess) que de façon ponctuelle dans sa version « image », sans
délimiter ces dépôts. Pour chaque donnée, une inspection visuelle de la carte a permis de
déterminer, pas toujours avec certitude hélas, si le loess est présent ou pas. Lorsque la
présence de loess est avérée, il est considéré comme étant la formation géologique locale. On
a en effet vu précédemment que le loess joue un rôle particulier dans la pollution par le radon
(Tondeur 2009), et ne peut pas être négligé. Cependant, l’absence de délimitation de zones
couvertes de loess nous empêche de l’inclure comme zone géologique dans la cartographie du
risque. On proposera en fait deux cartes couvrant l’ensemble de la Wallonie : une pour les
terrains sans loess, l’autre pour les terrains avec loess, laissant à l’utilisateur la tâche de
contrôler lui-même la présence de loess.
3.2. Organisation des données par unité géologique
Pour les besoins d’une cartographie géostatistique, le nombre de données dans chaque unité
cartographiée doit être suffisant. Cela a imposé le regroupement de certains étages
géologiques en unités plus larges. Cependant, pour garder des unités assez homogènes, on
s’est limité à regrouper des étages contigus dans le temps et présentant une moyenne
logarithmique des mesures de radon peu différente. Le tableau 1 donne la liste des 20 groupes
ainsi obtenus.
Devillien
Revinien
Salmien
Gedinnien
Siegénien
Emsien
Couvinien
Givétien
Frasnien
Famennien
Tournaisien
Viséen
Namurien
Westphalien
Trias + Jurassique
Crétacé
Paléocène + Eocène
Oligocène
Loess et alluvions des pentes
Alluvions des fonds de vallée
Tab. 1.
Cinelli, Tondeur
Liste des unités géologiques retenues
Page 4
3.3. Variabilité des données
Les données ISIB présentent une plus grande variabilité que les données FANC. Idéalement,
on ne devrait utiliser que des données « long terme » pour caractériser le niveau de risque.
Cependant, dans certaines régions, et aussi sur certaines unités géologiques, il y a trop peu de
données long terme, et on doit se reposer sur les données court terme. Il faut dès lors trouver
le moyen de corriger leur déviation standard logarithmique trop élevée.
Si l’on fait l’hypothèse que la variabilité temporelle des données court terme est
statistiquement indépendante de la variabilité géologique, on peut écrire :
σ ST 2 ≅ σ LT 2 + σ ∆t 2
où les σ sont les déviations standard géométriques, l’indice ST indiquant « court terme » LT
« long terme » et ∆t « temporel ». On peut alors extraire le dernier terme d’un ajustement de
la corrélation qui doit exister entre les deux premiers. Ceux-ci sont évalués pour chaque unité
géologique. Cet ajustement est montré dans la figure 1. Le coefficient de détermination est
médiocre, mais les données présentent des grandes incertitudes dues au nombre peu élevé de
cas dans plusieurs unités géologiques. Rien qu’en excluant les groupes de moins de 30
données, on fait monter R2 à 0.5. Mais même pour 100 données, les incertitudes restent
importantes. Ceci illustre la difficulté qu’il y a à obtenir une valeur précise de la déviation
standard géométrique sur base d’un échantillonnage local. Cette raison nous amène à utiliser
pour chaque unité géologique, la déviation standard logarithmique de l’ensemble des données
de l’unité.
Fig. 1. Variance des données logarithmiques court terme (axe vertical) corrélée avec celle
des données long terme (axe horizontal)
Il est à présent possible de corriger la déviation standard logarithmique “court terme”, pour
établir l’équivalence avec son pendant « long terme »:
σ STcorr 2 ≅ σ ST 2 − σ ∆t 2
L’étape finale est, pour chaque unité géologique, d’évaluer la moyenne des variances long et
court terme, pondérée par le nombre de données de chaque type :
σ2 =
N ST
Cinelli, Tondeur
(
1
2
2
N ST ∗ σ STcorr + N LT ∗ σ LT
+ N LT
);
Page 5
3.4. Choix de la méthode géostatistique
La cartographie géostatistique consiste à prévoir en n’importe quel point la valeur d’une
variable aléatoire définissable en tout point de l’espace (ici : la surface topographique 2D), à
partir d’un échantillonnage en un nombre limité de points. De façon générale, les méthodes
géostatistiques combinent l’interpolation avec un degré variable de lissage. La méthode du
krigeage (kriging) est la plus utilisée en géostatistique (Langley 1971). Cette méthode tient
compte de la corrélation spatiale des données exprimées par le variogramme. Elle consiste
schématiquement en une moyenne des données d’un voisinage choisi, en pondérant plus les
données proches lorsque le variogramme révèle une corrélation des données à courte distance.
L’analyse des variogrammes effectuée pour les données wallonnes dans (Tondeur 2010) n’a
montré qu’un faible niveau de corrélation spatiale. Les données sont compatibles avec un
modèle de variogramme constant, donc avec l’absence de corrélation. Dans cette hypothèse,
le krigeage est équivalent avec la méthode de la moyenne mobile, à savoir la simple moyenne
non pondérée des données situées dans un voisinage choisi.
Cette méthode est celle qui va être utilisée pour prédire en tout point la moyenne
logarithmique des concentrations du radon au rez de chaussée. Le voisinage choisi est celui
qui contient 30 données. Il est cependant limité à un rayon de 20 km, à condition que celui-ci
contienne au moins 20 données. Sinon, les données sont considérées comme insuffisantes.
Dans ce cas, une valeur indicative est calculée, en portant le rayon maximum à 50 km et le
nombre de données minimum à 10. Cette valeur indicative permettra de porter l’effort de
nouvelles mesures en priorité dans de zones où une suspicion de risque élevé existe.
Ce calcul se fait séparément pour chaque unité géologique, avec le logiciel SURFER
(SURFER 1999), pour les points d’une grille kilométrique couvrant tout le territoire de la
région wallonne. Une grille plus fine peut être adoptée, mais implique bien entendu la
manipulation d’une quantité d’information plus élevée. La carte géologique numérisée permet
de déterminer l’unité géologique locale pour chaque point de la grille. On applique, pour ce
point, la moyenne mobile des données voisines relatives à cette unité géologique.
3.5. Calcul du pourcentage de cas dépassant le niveau de référence
On a vu dans (Tondeur 2010) que la loi log-normale est approximativement adéquate pour
décrire les concentrations mesurées dans les habitations d’une même unité géologique. Sur
base de la moyenne logarithmique prédite en chaque point de la grille kilométrique, et de la
déviation standard logarithmique calculée pour chaque unité géologique, le modèle lognormale permet d’évaluer le pourcentage de cas dépassant 400 Bq/m3 , le niveau de référence
européen qui est utilisé en Belgique.
 (x − lm )2 
1
∗
%aboveAL = ∫ exp −
δx ∗ 100
2 
5.99
 2 ∗σ G  σ G ∗ 2 ∗π
∞
où σG est la déviation standard logarithmique de l’unité géométrique, lm la moyenne
logarithmique prédite par la méthode de la moyenne mobile, et 5.99 = ln(400) est le
logarithme du niveau de référence
C’est ce pourcentage que nous avons choisi comme indicateur du risque. Il correspond à la
définition des zones affectées proposée par la CIPR : une zone où plus de 1% des habitations
dépasse le niveau de référence choisi.
Cinelli, Tondeur
Page 6
4. Cartes du risque de pollution par le radon
Fig. 2. Carte de la proportion de maisons dépassant 400 Bq/m3, pour les zones sans
couverture limoneuse
La figure 2 donne la carte obtenue en appliquant cette méthode, pour les situations sans
couverture de loess. L’échelle donne la proportion prévue de maisons dépassant 400 Bq/m3.
La zone grise indique une région où les données sont très insuffisantes (pas même assez pour
calculer le niveau indicatif). Des petites croix en surimpression indiquent une valeur
indicative en cas de données insuffisantes.
La relation avec la géologie est assez évidente quand cette carte est mise en parallèle avec une
carte géologique simplifiée (fig.3). La principale zone affectée, clairement visible dans le sud,
correspond au massif ardennais et au massif de Stavelot, où affleurent des roches dont l’âge
va du Cambrien au Dévonien inférieur. L’extrême sud, la Gaume ou Lorraine belge, est
cependant épargné. Il s’agit dans ce cas de formations du Trias et du Jurassique.
Au sud de la Meuse, le Condroz présente une géologie complexe. Sa partie sud est le
synclinorium de Dinant où alternent des bandes du Famennien (peu affecté) et du Dinantien
(généralement affecté). Plus au nord, de part et d’autre de la Meuse, le Dinantien et
l’Ordovicien/Silurien du synclinorium de Namur sont généralement affectés.
Au nord de la région, un chapelet de points chauds est observé, certains associés aux
affleurements du Cambrien et de l’Ordovicien du massif du Brabant (Tondeur 2004), et
d’autres au Dinantien. On note aussi au nord-est le point chaud de Visé, où ont été réalisées
les premières observations en Belgique de la pollution par le radon.
Comme l’indique la figure 2, la région bruxelloise n’est pas une zone affectée par le radon.
Cinelli, Tondeur
Page 7
Fig. 3. Carte géologique simplifiée de la région wallonne.
La figure 2 est valable s’il n’y a pas de couverture limoneuse. De façon générale, le limon
n’est pas une unité géologique affectée. La figure 4 donne la carte du risque sur le limon. Le
massif ardennais y apparaît comme zone affectée, mais le limon n’y est jamais épais, et est
sans doute insuffisant pour masquer le risque élevé associé aux roches sous-jacentes.
Fig. 4. Carte du risque radon en présence de dépôts limoneux. L’échelle des couleurs est la
même qu’à la fig. 2
5. Conclusion
Les cartes données dans cet article sont les premières, pour la Belgique, à tenir compte de
façon détaillée de l’information géologique. Elles donnent une information beaucoup plus
précise que les cartes existantes, qui sont basées sur les limites administratives. Pour la
première fois, on montre de façon claire la complexité de la carte du risque radon dans la
Cinelli, Tondeur
Page 8
région du Condroz, ainsi qu’au nord du sillon Sambre-Meuse. Elles devraient permettre un
nouveau stade de l’action contre le radon, jusqu’ici très centrée sur le massif ardennais.
Dans certaines zones, les données disponibles ne sont pas suffisantes pour effectuer une
prévision fiable du niveau de risque. Des campagnes de mesures ciblées sont indispensables
pour collecter plus de données dans ces zones.
Remerciements : Ce travail a été partiellement financé par l’AFCN dans le cadre d’une convention de
collaboration AFCN-IRISIB..
REFERENCES
Bossew, P., Dubois, G., 2006 From Babel to the round table of Camelot: on setting up a common
language and objective for European radon risk mapping. Radon investigation in the Czech
republic XI, Czech Geological Survey, Prague
Cinelli, G., Tondeur, F., Dehandschutter, B., 2009, Statistical analysis of indoor radon data for the
Walloon region (Belgium), Radiation Effects and Defects in Solids,164:5,307 — 312
Darby, S., Hill, D., Auvinen, A., Barros-Dios, J.M., Baysson, H., Bochicchio, F., Deo, H., Falk, R.,
Forastiere, F., Hakama, M., Heid, I., Kreienbrock, L., Kreuzer, M., Lagarde, M., Mäkeläinen,
I., Muirhead, C., Oberaigner, W., Pershagen, G., Ruano-Ravina, A., Ruosteenoja, A.,
Schaffrath Rosario, A., Tirmarche, M., Tomascaronek, L., Whitley, E., Wichmann, H.-E.,
Doll, R., 2005, Radon in homes and risk of lung cancer: collaborative analysis of individual
data from 13 European case-control studies, BMJ 330 :223
Dubois, G., 2005 An overview of radon surveys in Europe. Radioactivity environmental monitoring
emissions and health unit institute for environment and sustainability JRC—European
commission.EUR 21892 EN, EC, pp 168
FANC, 2009, Agence Fédérale de Contrôle Nucléaire, disponible sur le site Web :
http://www.fanc.fgov.be/fr/page/bienvenue-sur-le-siteradon-de-l-afcn/646.aspx
ICRP, 1990, ICRP Publication 60: Recommendations of the International Commission on
Radiological Protection Annals of the ICRP 21 (1–3)
Kemski, J., Klinger, R., Siehl, A., Valdivia-Manchelo, M., 2009, From radon hazard to risk predictionbased on geological maps, soil gas and indoor measurements in Germany, Enviromental
Geology 56:1269-1279
Langley, R., 1971, Practical statistics, Dover
Mikšová, J., Barnet, I., 2002, Geological support to the National Radon Programme (Czech Republic),
Bulletin of the Czech Geological Survey, Vol.77, No.1, 13-22
Miles, J.C.H., Appleton, J.D., 2005, Mapping variation in radon potential both between and within
geological units, J. Radiol. Prot. 25, 256-276
SGB, Service géologique de Belgique, voir le site Web :
http://www.naturalsciences.be/institute/structure/geology/gsb_website/products/geolmaps/cdroms
SURFER, 1999, User’s guide, Golden Software
Tomasek, L., 2002, Czech miner studies of lung cancer risk from radon, J. Radiol. Prot. 22 A107
Tondeur, F., Gerardy, I., 2004, Search of small radon-prone hot spots in unaffected areas on geological
basis, 7th Int. workshop on Geological Aspects of Radon Risk Mapping , Radon investigations
in the Czech Republic X, eds. I. Barnet, M. Neznal, P. Pacherova, Czech Geological Survey,
Prague, p23
Tondeur, F., Gerardy, I., 2009, Vingt années d’études de la pollution par le radon à l’ISIB, II : Le
radon dans le sol et la problématique du loess, HE Spaak, Bulletin scientifique 2009
Tondeur, F., Cinelli, G., 2010, Vingt années d’études de la pollution par le radon à l’ISIB, III:
comparaison des bases de données de l’ISIB et de l’AFCN, HE Spaak, Bulletin scientifique
2010-I
US EPA , 2008, Environmental protection agency. http://www.epa.gov/radon/
WHO, World Health Organization, 2008,
http://www.who.int/ionizing_radiation/env/radon/en/index.htm
Cinelli, Tondeur
Page 9

bulletin 2010-II - Haute Ecole Paul

Transcription

Documents pareils

le journal Ouest-France vous présente les activités

Diagnostic radon et mesures de remédiation dans un bâtiment existant

rap act irisib 2014

Fonds Simonne et Paul-Henri Spaak

Parents d`étudiants « dys » : dys-parents?

employee information sheet

RADON ET RADIATIONS IONISANTES

Biographie de Paul-Henri Spaak

Des fondations adaptées

Analyse des milieux intérieurs