Les effets de l’alimentation bio : un sujet complexe

Une publication récente de l’INRA et de l’INSERM déclare avoir observé un lien négatif entre incidence du cancer et consommation de produits de l’agriculture biologique, dans une vaste enquête épidémiologique sur les habitudes alimentaires des Français (Baudry et al, 2017[1]). Un résultat que la presse (quelque peu incitée par les auteurs de la publication il est vrai…) a le plus souvent interprété comme la démonstration d’un effet favorable de l’alimentation bio sur la santé. Peut-on vraiment tirer cette conclusion de la publication ? Nous allons voir que c’est loin d’être sûr. Ce qui est certain, c’est qu’une publication récente des mêmes auteurs démontre à l’évidence que la méthode statistique est inadaptée… voire qu’elle permet de choisir à volonté le responsable principal des cancers liés à l’alimentation !

Comme d’habitude, une revue sérieuse d’un article scientifique est quasiment aussi longue que l’article. Nous résumerons ici les points principaux, l’analyse détaillée est ici : Article complet

Quand on s’intéresse à l’effet éventuel de la consommation d’aliments bio, on se heurte à des difficultés, que les auteurs rappellent en toute objectivité dans leur article : la consommation d’aliments bio est fortement corrélée à la plupart des facteurs protecteurs contre les cancers déjà identifiés : les amateurs de bio sont plus attentifs que la moyenne de la population à leur hygiène de vue, ils fument moins, boivent moins d’alcool, consomment plus de fruits et légumes et moins de viande que la moyenne de la population. Cette liaison entre consommation bio et comportements alimentaires « vertueux » avait déjà été observée dans une autre publication sur la cohorte NutriNet-Santé, la population sur laquelle la publication dont nous parlons ici a été réalisée[2]. Elle est encore confirmée dans le Tableau 2 de Baudry et al.

En conséquence, il est très difficile de savoir si un risque plus faible de cancer chez les consommateurs de bio est vraiment dû à un bénéfice de la nourriture bio elle-même, ou n’est que la résultante de l’ensemble de leurs comportements alimentaires favorables : c’est ce que l’on appelle les facteurs de confusion. Bien entendu, les auteurs sont conscients de ce problème, et ont tenté d’y remédier en corrigeant statistiquement les résultats de l’effet de ces facteurs de confusion. Mais nous allons voir que la méthode employée est loin d’être neutre… et surtout que les corrections statistiques appliquées donnent des résultats surprenants

La méthode suivie : classique, mais involontairement orientée

La méthode suivie par les auteurs est classique : ils ont commencé par calculer un indicateur synthétique, l’organic food score (OFS), qui permet de résumer en une variable unique l’importance de l’alimentation bio de chaque membre de la cohorte. Ils ont ensuite étudié la relation entre cet OFS et le nombre de cancers survenus dans la cohorte. Bien entendu, cette relation n’est jamais calculée à partir des données brutes, car elle peut être biaisée par des facteurs de confusion, c’est-à-dire des facteurs protecteurs qui seraient associés à la consommation bio. Comme sur ce sujet les facteurs de confusion potentiels sont légion, les auteurs ont réalisés 3 séries successives d’ajustements statistiques, pour corriger leurs effets :

Tableau 2 de Baudry et al : Association entre cancer (toutes localisations confondues) et consommation bio. Exemple de lecture : dans le modèle 1, le risque de cancer des grands consommateurs de bio (Q4 pour 4^ème quartile, c’est-à-dire les plus forts consommateurs de bio) n’est que de 70% (HR = 0,70) de celui des faibles consommateurs de bio (Q1)

Dans le modèle 1, où ne sont corrigés que les effets de l’âge et du sexe, le groupe des plus forts consommateurs de bio (le quartile 4) a un risque de cancer réduit de 30%. En soi, ce résultat n’a rien de surprenant, puisque ce Q4 regroupe les « bons élèves » de l’hygiène de vie, qui ont tout bon sur presque tous les facteurs de risque : ils fument et boivent moins que la moyenne, consomment moins de viande et plus de fibres, etc.

C’est une 1^ère étape, mais la vraie question est bien sûr de savoir ce qu’il reste de cet effet apparemment favorable du bio, quand on le corrige tous ces facteurs de confusion. C’est ce que les auteurs ont voulu vérifier avec le modèle 2, où ils ajustent les résultats pour éliminer l’effet de tous les facteurs liés à la nutrition. Dans ce modèle 2, l’effet protecteur apparent du bio diminue, mais bien peu finalement : il passe de 30 à 25%. Si l’effet de tous les facteurs nutritionnels actuellement associés au cancer (y compris le tabac et l’alcool) avait réellement été éliminé, cela voudrait dire que l’effet propre des aliments bio est très supérieur à celui de tous les facteurs de risque habituellement identifiés. Voilà qui devrait éveiller les soupçons : et si tous ces redressements statistiques ne marchaient pas si bien que ça ?

L’analyse des résultats du modèle 3 renforce ces doutes. Dans ce modèle, les auteurs ont ajouté, aux effets déjà pris en compte dans le modèle 2, l’effet des aliments ultra-transformés. Or ce modèle donne des résultats absolument identiques à ceux du modèle 2. Là encore, si on prend au pied de la lettre les résultats des ces redressements statistiques, les aliments ultratransformés n’ont aucun effet dans cette étude, ce qui n’a que deux explications possibles :

• Soit la consommation d’aliments ultratransformés est la même chez les consommateurs de bio que dans la population générale, ce qui serait pour le moins surprenant.
• Soit elle n’a aucun effet sur le risque de cancer. Or ce sujet a déjà été traité dans la cohorte Nutrinet-Santé…

Pesticides ou aliments ultratransformés : choisissez votre coupable !

En effet, dans un article[3] paru début 2018, la même équipe, sur la même cohorte Nutrinet-Santé, a brillamment montré un fort effet des aliments ultra-transformés sur le risque de cancer.

La méthode employée est la même : création d’un indicateur global de la consommation d’aliments transformés, puis utilisation d’un modèle de Cox pour le relier à l’incidence des cancers. Et les résultats sont tout aussi impressionnants :

Extrait du tableau 2 de Fiolet et al : Association entre cancer (toutes localisations confondues) et consommation d’aliments ultratransformés. Exemple de lecture : le risque de cancer des grands consommateurs d’aliments ultratransformés (Quarter 4) est augmenté de 21% dans le modèle 1 (HR = 0,70) de celui des faibles consommateurs (Q1).

Dans cette publication, on constate que les aliments ultratransformés augmentent le risque global de cancer de plus de 20% pour les plus gros consommateurs : des résultats hautement significatifs, et bien entendu après ajustement de l’effet des facteurs de confusion. Or nous avions vu que, dans Baudry et al, la consommation d’aliments ultratransformés, qui faisait l’objet d’un ajustement dans le modèle 3, n’avait strictement aucun effet. La comparaison de ces deux publications (pourtant réalisées par les mêmes auteurs à quelques mois d’intervalle) devrait inciter à une sérieuse remise en cause méthodologique : il semble bien que, quel que soit le facteur nutritionnel principal retenu dans cette méthode, il ait toujours un effet significatif sur le cancer…qui résiste à tous les ajustements.

La méthode suivie est donc très efficace pour enchainer les publications annonçant des liens significatifs entre tout indicateur nutritionnel et risque de cancer, mais beaucoup moins pour savoir quels sont ceux qui ont un rôle sanitaire réel.

Le vrai sujet esquivé

C’est d’autant plus regrettable qu’il y a dans l’enquête un indicateur qui devrait être fondamental, et dont l’interprétation est curieusement sous-exploitée.  En effet, les auteurs ont calculé pour chaque participant à l’enquête son mPNNS-GS, c’est-à-dire un indicateur qui mesure la conformité de son régime alimentaire aux recommandations du Programme National Nutritition Santé. La vraie question scientifique aurait dû être de comparer les poids respectifs de l’organic food score et du mPNNS-GS sur le risque de cancer, et en particulier de vérifier si un OFS élevé apporte un effet favorable significatif, à mPNNS-GS égal.

Ce sujet est certes effleuré à deux reprises dans la publication, et les chiffres présentés laissent entendre que l’effet du mPNNS-GS est mineur par rapport à celui de l’organic food score. Mais à chaque fois la comparaison présentée est déséquilibrée : la figure 1 est basée sur le modèle principal utilisé dans tous l’article, dont nous avons vu qu’il semble bien minorer l’effet de tous les facteurs autres que le bio. Dans les éléments supplémentaires fournis en annexe de l’article (eTable6), les auteurs montrent les facteurs de risque associés à différentes combinaisons d’OFS et de mPNNS-GS, indépendamment de tout modèle statistique. Mais ces comparaisons ne portent que sur les personnes ayant un OFS élevé, ce qui tend une fois encore à minimiser l’effet du mPNNS-GS.

Pour être concluants, les traitements appliqués aux données auraient dû être symétriques : les auteurs auraient dû utiliser une 2^ème fois le même modèle statistique en prenant le mPNNS-GS comme variable principale, et faire dans leur tableau annexe tous les croisements possibles entre OFS et mPNNS-GS, pour que l’on puisse juger lequel de ces deux indicateurs a le plus de poids. C’est seulement la comparaison de ces deux approches qui permettrait de vérifier si les aliments bio apportent un réel effet protecteur, à qualité nutritionnelle égale.

Quelques petits arrangements avec l’objectivité scientifique

Certes, les auteurs rappellent plusieurs fois que leurs résultats doivent être confirmées, et citent eux-mêmes, dans leur paragraphe « Limites de l’étude », la plupart des objections que nous avons faites ici à leurs résultats. Mais cela en des termes bien peu compréhensibles pour le grand public. De plus, l’article lui-même mord sérieusement sur la ligne blanche de l’objectivité scientifique, au moins deux fois :

• Dans les « Key Points » qui résument l’essentiel de l’article, ils affirment « Une plus haute fréquence de consommation d’aliments biologiques est associée avec un risque réduit de cancer ; si ces découvertes sont confirmées, la promotion de l’alimentation biologique dans la population générale pourrait être une stratégie prometteuse de prévention du cancer». La deuxième partie de cette conclusion n’a de sens que s’il y a démonstration d’un effet propre des aliments bio sur la réduction du risque de cancer. Or nous avons que cet article ne démontre absolument pas l’existence de cet effet propre au bio (et qu’il minimise très fortement l’effet de facteurs nutritionnels démontrés de façon beaucoup plus robustes dans la population générale). De plus, confirmer ce résultat sur une autre cohorte, mais par les mêmes méthodes statistiques, n’apporterait aucune démonstration supplémentaire d’un effet réel du bio.
• A propos de confirmation sur une autre cohorte, la façon dont les auteurs citent les résultats de la cohorte anglaise « One million women » est une fois encore très orientée : ils mettent surtout en avant le fait que dans cette cohorte, on avait observé comme dans Nutrinet-Santé une incidence plus faible du lymphome non hodgkinien chez les consommatrices de bio. Ils évoquent aussi le fait que dans la cohorte anglaise on avait observé par contre un excès de cancer du sein chez les consommatrices de bio, mais ils oublient de souligner les contradictions majeures entre les deux cohortes : dans One Million Women, les cancers de l’utérus et du cerveau étaient également en excès significatif chez les consommatrices de bio. Et l’incidence globale des cancers, tous sites confondus, présentait chez elles un excès global faible (3%), mais tout près d’être significatif (intervalle de confiance à 95% : 1,00 – 1,06). Les auteurs contribuent donc au détournement français des résultats de cette étude anglaise, que nous avions déjà signalé dans un article précédent[4].

Un nouvel exemple de « Foucartisation » de la science française

En conclusion, cet article montre bien une relation significative entre consommation bio et risque réduit de cancer. Mais ce résultat en lui-seul ne prouve rien vu la forte corrélation entre consommation bio, hygiène de vie, et respect de l’ensemble des recommandations sanitaires.

La crédibilité de la publication dépend donc de celle de la procédure utilisée pour corriger les résultats de l’effet de tous les facteurs de confusion potentiels (consommation d’alcool, tabac, viande rouge, fibres, etc…). Or l’examen des résultats statistiques suggère très fortement que la méthode employée minimise gravement l’effet des facteurs de confusion, et tend donc à exagérer l’effet du facteur principal étudié dans le modèle (ici l’alimentation bio).

Une publication précédente des mêmes auteurs renforce ces doutes : avec la même méthode, et sur la même cohorte, ils ont montré récemment un fort effet des aliments ultratransformés sur le risque de cancer. Or cet effet disparait complètement dans la nouvelle publication, quand on considère la consommation de bio comme le facteur principal, et que la consommation d’aliments ultratransformés comme une variable à ajuster.

Par conséquent, les résultats présentés sont certes compatibles avec l’hypothèse des auteurs (les aliments bio auraient par eux-mêmes un effet protecteur contre le cancer), mais ne démontrent absolument pas que l’effet favorable observé ne résulte pas simplement du bon respect des recommandations du Programme National  Nutrition Santé, tel que mesuré par l’indice mPNNS-GS. Il est d’ailleurs très surprenant que les auteurs aient si peu exploité, et de façon si orientée, les résultats de cet indice qu’ils ont pourtant calculé dans la cohorte.

Cet article ne répond donc pas à ce qui devrait être un des critères les plus importants d’évaluation d’une publication scientifique : elle ne doit pas seulement montrer que les faits observés sont compatibles avec l’hypothèse des auteurs, mais aussi vérifier qu’ils ne peuvent s’expliquer simplement par les connaissances déjà établies. Le fait qu’il ait néanmoins été accepté par le JAMA, une des revues médicales les plus prestigieuses au monde, démontre une fois de plus l’indulgence étonnante de la presse scientifique, même dans les revues les mieux cotées, pour les sujets touchant à l’écologisme.

Le niveau de preuve de cette publication est donc inversement proportionnel à son potentiel médiatique. Il s’agit d’un exemple typique de ce que nous avons déjà appelé la « Foucartisation[5] » d’une certaine science française, qui vise plus les leaders d’opinion comme stephane Foucart du Monde, que les scientifiques. Comme d’habitude sur ce type de sujet, cet article a été abondamment cité dans la presse, le jour même de sa sortie, ce qui confirme une fois de plus l’efficacité des services de presse des instituts de recherche. Comme on pouvait s’y attendre, il était cité sans aucun recul critique par la presse écologiste et la majorité des medias comme une démonstration d’un effet favorable du bio sur la santé, même si pour une fois quelques voix un peu plus critiques ont souligné le manque de représentativité de la population suivie, et rappelé qu’il ne s’agissait que de corrélations statistiques qu’il ne fallait pas surinterpréter. Toutefois la plupart de ces avis critiques ont attribué les dérives à l’interprétation des medias, et non à la publication elle-même. Il faut tout de même s’interroger sérieusement sur le rôle des revues scientifiques, et des auteurs eux-mêmes, sur ces dérives.

Nous avons vu que les auteurs, sans commettre aucune erreur factuelle, ont plus ou moins discrètement orienté l’interprétation de leur étude, avec la bénédiction tacite du JAMA. A partir de là, il est facile pour les médias les plus orientés idéologiquement d’accommoder ces publications à la sauce qui les arrange. Stéphane Foucart du Monde, n’a pas manqué de dégainer, le jour même de la parution de la publication, un article où il franchit hardiment le Rubicon de la relation de causalité entre bio et cancer[6]. Il en a bien sûr profité pour utiliser cette publication dans sa croisade contre les agences sanitaires : « Pour les agences réglementaires, les résidus de pesticides dans l’alimentation ne présentent aucun risque pour la santé. Mais un corpus scientifique récent, sur les effets des mélanges de molécules et des expositions chroniques à faibles doses, suggère que les risques posés par les traces de produits phytosanitaires sont, au contraire, bien réels pour le consommateur. ». Quelques jours après, il récidive en attaquant les scientifiques qui se sont permis de relativiser les résultats de Baudry et al[7] : « Quelques voix, y compris scientifiques, se sont élevées pour relativiser ces conclusions… Des biais, il y en aura toujours…Les scientifiques qui interviennent ainsi dans le débat public le font souvent avec les meilleures intentions. Avec, comme étendard, l’exigence de rigueur. Celle-ci est bien sûr louable. Mais, en matière de santé publique, le rigorisme scientifique est une posture dangereuse. ». Ce faisant, S. Foucart se positionne bien sûr comme défenseur de l’intérêt des citoyens, face aux ergotages des « scientifiques rigoristes ». Mais la vérité n’est pas toujours si simple : en février 2018, il n’avait pas manqué de saluer aussi la publication Fiolet et al. sur les aliments ultratransformés[8], mais n’a manifestement pas relevé le fait que dans Baudry et al ces aliments n’avaient plus aucun effet néfaste. Un peu de « rigorisme scientifique » ne ferait donc pas de mal, pour ne pas se tromper d’ennemi. Bien sûr, en bonne logique précautionniste, on peut ne pas choisir, et décider de bannir tous les boucs émissaires (aliments issus de l’agriculture conventionnelle, et plats ultratransformés). Mais c’est au risque de renchérir encore davantage le régime alimentaire conseillé, et donc aggraver les inégalités sociales face aux recommandations nutritionnelles. Une posture « non rigoriste », mais dangereuse tant que l’on n’a pas vérifié si un bon respect des règles actuelles (telles que les mesure le PNNS-GS) n’est pas tout simplement le meilleur indicateur d’un risque réduit de cancer.

Philippe Stoop

[1] https://jamanetwork.com/journals/jamainternalmedicine/fullarticle/2707948

[2] https://info.etude-nutrinet-sante.fr/en/node/64

[3] Fiolet et al, 2018 : https://www.bmj.com/content/360/bmj.k322

[4] http://www.forumphyto.fr/2017/10/30/consommer-bio-quel-effet-sur-le-cancer-attention-il-y-a-un-piege/

[5] http://www.forumphyto.fr/2017/01/20/mais-bt-et-conflits-dinteret-de-la-science-a-la-propagande/

[6] https://www.lemonde.fr/planete/article/2018/10/22/l-alimentation-bio-reduit-significativement-les-risques-de-cancer_5372971_3244.html

[7] https://www.lemonde.fr/idees/article/2018/10/27/en-matiere-de-sante-publique-le-rigorisme-scientifique-est-une-posture-dangereuse_5375460_3232.html

[8] https://www.lemonde.fr/planete/article/2018/02/16/les-aliments-ultra-transformes-favorisent-le-cancer_5257759_3244.html

Alain Finkielkraut, s’étant « reconnu dans le portrait du grand papa ronchon », a débattu avec Michel Serres dans son émission Répliques du 20 janvier 2018.  Nous en conseillons vivement l’écoute.

Lire la critique de Seppi sur son blog.

C’était mieux avant !, Michel Serres, éditions Le Pommier, 2017.
5€ chez tous les (bons) libraires. A recommander chaudement.

[1] Antiphrase : « figure de style qui consiste à employer, par ironie ou par euphémisme, un mot, une locution ou une phrase, dans un sens contraire à sa véritable signification » (Wikipedia)

Pour aller plus loin :
– L’Académie d’Agriculture vient de publier Idées reçues et agriculture – Parole à la science, sous la direction de Catherine Regnault-Roger, éditions de l’Académie d’agriculture, 2018.

–  Le hashtag #scmedias sur twitter donne accès à de nombreuses diapos et images liées à ce colloque.

Le site « Chèvre pensante » (http://chevrepensante.fr/ ) est un blog consacré à l’analyse du traitement de l’information par les médias. Nous ne résistons pas au plaisir de présenter sa page d’accueil qui résume parfaitement son propos :

Si nous le citons aujourd’hui, ce n’est pas seulement pour rendre hommage à son humour, mais aussi parce qu’il a publié récemment une passionnante analyse sur la couverture médiatique des débats sur le glyphosate dans la presse généraliste.

Intitulé « Glyphosate : un échec médiatique », cet article commence par ce que tout journaliste aurait dû faire : l’inventaire détaillé des arguments pour ou contre la prolongation du glyphosate. L’auteur du blog a ensuite analysé 81 articles parus dans la presse généraliste française entre le 27 et le 29 novembre, c’est-à-dire dans les jours qui ont suivi la décision européenne de prolonger son autorisation pour 5 ans, et la décision française de l’interdire d’ici 3 ans. Les résultats de son analyse détaillée des contenus sont très éclairants. Pour la première fois à notre connaissance, ils mettent des chiffres précis sur le sentiment de consternation qu’éprouvent souvent les agriculteurs et agronomes en lisant ou écoutant les médias non agricoles parler de leur métier.

Nous nous arrêterons ici simplement sur les résultats les plus éclairants de cette chèvre à la tête bien faite. Mais nous invitons vivement tous les lecteurs de ForumPhyto à lire cette analyse dans son intégralité[1]. C’est d’autant plus nécessaire que, sur ces sujets, il faut bien lire la méthodologie employée pour interpréter correctement les résultats.

L’effet des réseaux sociaux :

Quand on analyse le caractère plus ou moins favorable au glyphosate des articles de presse, on constate que la presse a eu globalement une attitude relativement équilibrée :

Certes, la nette majorité (59%) d’articles défavorables au glyphosate est assez frappante, pour une position qui contredit celle de toutes les autorités officielles, mais on pouvait s’attendre à pire. Ce qui est très marquant, c’est la dérive entre la proportion des différentes opinions dans les articles de presse, et leur écho dans Facebook, qui plébiscite les articles défavorables au glyphosate avec un score poutinien de 84%. Ce décalage est encore plus spectaculaire quand la Chèvre détaille les résultats en fonction de l’orientation politique des medias.

Une forte fracture idéologique entre les journaux…mais moins chez leurs lecteurs !

Le poids de l’idéologie dans le débat sur le glyphosate a souvent été évoqué, mais il trouve dans l’enquête de la Chèvre une illustration très claire. Les journaux de gauche ont été très majoritairement anti-glyphosate. L’Obs et Libération se sont particulièrement distingués par leur partialité, avec une argumentation exclusivement à charge. La presse de droite est plus équilibrée :

Mais ce clivage gauche-droite est très atténué chez les lecteurs, tout au moins ceux qui utilisent Facebook : alors que le buzz Facebook des journaux de gauche reflète fidèlement la position de leurs journalistes, les lecteurs des journaux de droite sont aussi très majoritairement anti-glyphosate.

Ils n’ont donc clairement pas été convaincus par les arguments pro-glyphosate qu’ils ont pu lire. Il y a surement là un biais lié au profil des lecteurs de droite qui sont en même temps adeptes de Facebook, probablement plus jeunes que la moyenne des lecteurs de droite. Mais ce n’est sans doute pas la seule raison, comme le montre la suite de l’article.

Une argumentation pro-glyphosate maladroite

La Chèvre examine ensuite la nature des arguments pro- et anti-glyphosate. Sans surprise, les arguments sanitaires ont été les plus employés par la presse anti-glyphosate, qui s’est beaucoup appuyée sur sa classification comme cancérigène probable par le CIRC. Il est toutefois intéressant de noter que, même sur cette position anti, majoritairement tenue par la presse de gauche, les arguments écologiques ont été très peu utilisés.

L’argumentation  pro-glyphosate ne se situe pas en franche opposition de ce discours : elle contourne plutôt le discours anti-, en privilégiant les arguments économiques et techniques, bien qu’ils soient clairement secondaires si l’on reconnait l’existence de risques sanitaires liés au glyphosate. Il n’est donc pas étonnant que ces arguments portent peu, même chez les lecteurs de droite. Ils peuvent même être contre-productifs, en légitimant le discours selon lequel les positions pro-glyphosate seraient portées exclusivement par des intérêts économiques, au détriment de l’intérêt public. C’est d’ailleurs ce qui alimente les arguments que la Chèvre qualifie de « complotistes », qui sont le 2^ème angle d’attaque des anti-glyphosate, loin devant l’environnement. Avec des amis comme ceux-là, le glyphosate n’a pas besoin d’ennemis…

Les experts absents du débat

La Chèvre Pensante s’est également intéressée à la nature des témoignages utilisés dans les articles, pour faire la part des sources pouvant être considérées comme expertes (en pratique, essentiellement l’INRA et, en une seule occurrence, l’EFSA), et les sources considérées comme « partisanes », c’est-à-dire dont la position est connue d’avance (par exemple Générations Futures dans un camp, FNSEA dans l’autre, voir leur liste dans l’article complet de la Chèvre).

Là aussi, le résultat est clair : quand un témoignage est sollicité, c’est le plus souvent une source dite partisane.

Quelles leçons en tirer ?

Bien sûr, l’article de la Chèvre n’a pas la prétention d’être parfait. Il signale bien que sa recherche n’a pas pu être exhaustive faute de temps, et sur quelques points ses analyses ne sont pas toujours très claires : on ne voit pas très bien comment il arrive à une conclusion selon laquelle la presse de gauche n’aurait employé à 100% que des arguments anti-glyphosate, après avoir montré dans un autre graphique que, contrairement à l’Obs, Marianne et Libération, le Monde avait tout de même cité un peu moins de 10% d’arguments pro. Néanmoins, il pose un diagnostic très fort sur les défis de la communication sur ces sujets :

• L’importance des biais de confirmation, y compris dans la presse

On accuse souvent les réseaux sociaux de favoriser les biais de confirmation, c’est-à-dire d’inciter les internautes à ne consulter que les informations confirmant leurs préjugés, par rapport à la presse classique réputée plus objective. L’analyse de la Chèvre Pensante incite à relativiser fortement cette idée reçue. La presse classique a aussi très fortement favorisé ce biais. C’est particulièrement flagrant pour la presse de gauche, dont la partialité sur ce sujet a défié toutes les règles de déontologie journalistique. Mais le biais de confirmation existe aussi de façon plus discrète dans la presse de droite, qui s’est pour l’essentiel concentrée sur l’argumentation relevant de sa zone de confort, c’est-à-dire l’économie. La presse de droite ne s’est pas beaucoup plus consacrée que celle de gauche à l’analyse objective des autres composantes de la controverse (sanitaires et environnementales en particulier). Par conséquent, la discordance entre l’argumentation des articles de droite et leur audience Facebook n’est pas forcément due à un vice inhérent aux réseaux sociaux : elle doit sans doute beaucoup plus à l’inefficacité des arguments pro-glyphosate employés.

• L’absence des experts dans le débat

On l’a vu, la presse a rarement sollicité des experts pour éclairer le débat, mais il serait injuste de lui faire porter seule le chapeau de cette défaillance : on ne peut pas dire que les organismes qui pourraient servir de référence dans ce domaine se soient beaucoup manifestés pour intervenir sur la place publique. Les agences sanitaires, bien que gravement attaquées par les ONG anti-pesticides, et même maintenant par le gouvernement français[2], s’en sont tenues à une réponse minimale, par des notes publiées sur leurs sites Web respectifs, avec un argumentaire très technique inaccessible au grand public.  Les Instituts techniques agricoles, Arvalis en particulier, se sont exprimés, mais dans le contexte médiatique actuel ils sont malheureusement trop perçus comme les instruments du fameux « lobby agricole » pour être audibles. Dans les milieux académiques, à notre connaissance, seule l’Académie d’Agriculture s’est exprimée à temps, et dans des termes suffisamment vulgarisés, pour être compréhensibles dans le débat médiatique[3].  Mais son avis est manifestement passé sous le radar de la presse. Quant à l’INRA, qui est la seule référence scientifique citée dans les 81 articles analysés, son silence pendant le débat médiatique a été assourdissant. Sur ce sujet, même notre Chèvre préférée se livre à d’étranges cabrioles qui masquent l’évidence : dans l’argumentaire environnemental concernant le glyphosate, elle cite à juste titre un article de l’INRA à propos de l’effet à long terme de l’agriculture de conservation sur la biodiversité des sols… mais en omettant juste un « détail » : l’Institut n’a jamais fait référence à ce travail dans les controverses récentes, et l’a publié en « oubliant » de signaler que du glyphosate avait été utilisé sur les parcelles en agriculture de conservation[4] ! Un oubli qui n’a pas été réparé au moment où le débat public l’aurait exigé, en particulier quand la FNSEA a brandi cet argument,  qui du coup reste perçu comme partisan. Par ailleurs, la Chèvre fait aussi référence au rapport de l’INRA sur les solutions alternatives au glyphosate… qui est pourtant sorti le 30 novembre, donc après le vote européen et la décision du Président français (et aussi après la publication des articles de presse étudiés) ! De même, on a attendu en vain une clarification de l’INSERM sur les ambiguïtés de son expertise collective, à propos des mortalités liées au lymphome non-hodgkinien, seule maladie invoquée par le CIRC pour justifier son classement du glyphosate comme cancérigène probable[5].

Il serait donc assez injuste de reprocher à la presse généraliste de ne pas avoir identifié par elle-même les arguments scientifiques qui auraient pu rééquilibrer le débat. C’est surtout le silence des organismes pouvant servir de référence morale qui est responsable du caractère partisan des controverses.

• L’absence de pédagogie sur l’expertise sanitaire :

On a vu que le principal argument des anti-glyphosate a été le danger sanitaire allégué par le CIRC. Une affirmation pourtant contredite implicitement par toutes les agences d’expertise sanitaire, mais en des termes tellement obscurs qu’aucun journal n’a su ou voulu l’expliquer à ses lecteurs. Il n’est pourtant pas si difficile d’expliquer la fragilité de la position du CIRC, qui, pour le danger chez l’homme, repose sur seulement 4 études anciennes :

• dont l’une, d’origine américaine, a été démentie par la suite par les mêmes chercheurs, suite à des analyses plus approfondies ; et dont les 3 études restantes n’ont pas procédé à l’analyse complémentaire réalisée par l’équipe américaine.
• toutes de type rétrospectif, c’est-à-dire un type d’études connu pour les risques de biais auxquelles elles sont sujettes, alors que même le CIRC avait été obligé de reconnaitre que les études prospectives, unanimement considérées comme plus fiables, ne montraient aucun effet sanitaire du glyphosate
• le tout pour une maladie, le lymphome non-hodgkinien, dont toutes les études prospectives montrent que la mortalité chez les agriculteurs utilisateurs de pesticides est normale, voire inférieure à celle de la population générale[6].

Certes, rappeler ces évidences scientifiques n’est pas le meilleur moyen de se faire « Liker » sur Facebook. Mais si les professionnels de l’agriculture (et les agences sanitaires) ne se décident pas à soulever ces questions sanitaires en termes compréhensibles par le grand public, ils sont condamnés à une argumentation économique inaudible, qui ne répond pas à la principale préoccupation des français. Le psychodrame du glyphosate aurait pu être l’occasion de les sensibiliser enfin à la complexité de l’évaluation sanitaire, et de rappeler que le métier d’expert ne s’improvise pas, même pour les chercheurs[7] ! Une occasion manquée, mais ce n’est sans doute que partie remise. En effet, dans la monographie du CIRC, il y a un élément qui n’a pas échappé aux ONG anti-pesticides : dans les 4 études qu’il invoque contre le glyphosate, nombre des autres pesticides testés avaient montré une corrélation équivalente à celle du glyphosate avec le lymphome non hodgkinien. Les mêmes arguments risquent donc de resurgir prochainement pour d’autres produits.

Philippe Stoop

[1] http://chevrepensante.fr/2017/12/09/glyphosate-un-echec-mediatiqueanalyse/

[2] https://www.lopinion.fr/edition/economie/philippe-stoop-itk-glyphosate-denigrement-agences-sanitaires-derives-140478

[3] https://www.academie-agriculture.fr/publications/articles/les-services-rendus-par-le-glyphosate-en-agriculture

[4] http://www.forumphyto.fr/2017/10/09/lagriculture-de-conservation-avec-glyphosate-championne-de-la-biodiversite-des-sols/

[5] http://www.forumphyto.fr/2016/06/21/les-pesticides-provoquent-ils-vraiment-des-cancers-chez-les-agriculteurs/

[6] Pour plus de précisions sur la faiblesse de l’argumentation du CIRC, voir : http://www.forumphyto.fr/2017/11/20/glyphosate-linsoutenable-legerete-du-circ/

[7] http://www.forumphyto.fr/2016/10/04/peche-aux-alphas-contre-chasse-aux-petits-betas-pourquoi-lanalyse-des-risques-environnementaux-ne-devrait-pas-etre-seulement-un-travail-de-chercheurs/

Résumé : ForumPhyto avait demandé des éclaircissements à M. Piel, auteur d’une publication inquiétante sur les tumeurs au cerveau dans la cohorte Agrican. Celui-ci a accepté fort aimablement de nous envoyer une réponse, que ForumPhyto a publiée immédiatement. Toutefois, si cette réponse corrige certaines de nos hypothèses mineures, elle n’éclaircit pas nos interrogations principales : après la réponse de M. Piel, nous ne savons toujours pas s’il y a réellement une différence significative entre l’incidence de ces tumeurs chez les agriculteurs utilisateurs de pesticides, et chez les membres de la cohorte Agrican non utilisateurs de pesticides ; ni pourquoi l’interprétation des résultats s’intéresse avec tant d’insistance aux cultures pratiquées dans les exploitations, malgré l’absence totale de différence significative entre ces cultures. Et la nouvelle référence citée par M. Piel sur la cohorte Agrican complique encore la situation, puisqu’elle ne montre aucun excès de tumeurs malignes du cerveau dans la cohorte, et suggère que les intervalles de confiance des incidences brutes utilisées par M. Piel sont trop larges pour se prêter à des conclusions fiables.

ForumPhyto a publié en juillet dernier un article[1] à propos d’une publication sur l’incidence des tumeurs du cerveau dans la cohorte française Agrican[2], qui annonçait que l’incidence de ces cancers était augmentée de 96% chez les utilisateurs de pesticides, par rapport aux membres de la cohorte non exposés aux pesticides. Cette publication nous semblait nécessiter des éclaircissements sur plusieurs points importants : par exemple, elle ne nous indiquait pas les incidences respectives des sous-populations comparées, et ne les comparait pas à celle de la population générale. De plus, nous ne comprenions pas très bien pourquoi la discussion des résultats accordait tant d’importance aux variations d’incidence des tumeurs en fonction des cultures pratiquées par les agriculteurs, alors que les différences d’incidence en fonction des cultures de l’exploitation ne sont pas significatives, et ne montrent même pas de tendance à suivre l’intensité moyenne de traitement sur les cultures.  C’est pourquoi nous avions transmis cet article au principal auteur de la publication, M. Clément  Piel. Celui-ci nous a transmis une réponse très détaillée fin octobre dernier[3]. Nous tenons à l’en remercier très sincèrement. Il nous est déjà arrivé plusieurs fois à ForumPhyto de solliciter des éclaircissements de chercheurs ou du Pôle Expertise Collective de l’INSERM, et c’est la première fois que nous recevons une réponse aussi argumentée et détaillée. Ce type d’explication nous parait nécessaire pour des sujets aussi importants pour les agriculteurs. En effet, comme le rappelle lui-même M. Piel, la complexité des méthodes statistiques employées en épidémiologie rend difficile leur bonne compréhension pour les profanes…même quand il s’agit de la population concernée par ces résultats. C’est pourquoi nous avions cherché à mettre en perspective les résultats très abstraits de M.Piel, en estimant nous-même les incidences brutes (avant toute correction statistique), et nous avions cherché à comparer  ces incidences à celles disponibles pour la population générale. Faute de disposer de l’ensemble des données nécessaires, cela nous avait parfois obligé à des approximations dont nous avions averti les lecteurs. Sur ce plan, la réponse de M. Piel a analysé de façon très exhaustive toutes nos estimations, en les corrigeant quand nécessaire. Certaines de ces remarques semblent traduisent des malentendus sur nos intentions. Nous nous en expliquons dans une réponse détaillée que nous joignons à cet article (Voir Réponse complète à M Piel), mais comme il s’agit souvent de sujets assez techniques nous n’en traiterons pas ici. Notre objet est simplement de refaire le point sur les questions que nous avions soulevées, pour voir dans quelle mesure la réponse de M. Piel les a éclaircies. Nous reprendrons donc rapidement les quatre thèmes principaux de notre article initial:

1^er point : les incidences brutes de tumeurs du SNC (Système Nerveux Central), que nous avions dû calculer nous-mêmes à partir des données de l’article, ne montrent aucune différence entre les agriculteurs utilisateurs et non-utilisateurs de pesticides. C’est seulement après correction des facteurs de confusion principaux qu’un excès très important d’incidence (+96%) apparait chez les utilisateurs de pesticides, ce qui est surprenant au vu de l’effet habituel des facteurs de confusion qui ont été corrigés (âge, sexe, consommation de tabac et d’alcool, niveau d’étude).

Tab1 : Le résultat majeur de Piel et al. 2017 est que l’incidence des tumeurs du cerveau est augmentée de 96% entre les membres de la cohorte Agrican exposés aux pesticides,  et ceux qui n’y sont pas exposés. Ce résultat est obtenu après correction des effets de l’âge, du sexe, de la consommation de tabac et d’alcool, et du niveau d’études. M. Piel ne donnait dans sa publication aucun chiffre d’incidence, ni bruts, ni après correction. (les chiffres en gras sont ceux donnés par Piel et al. les chiffres en italique ont été calculés par ForumPhyto). C’est d’autant plus regrettable que, quand on calcule les incidences brutes (les seules qui peuvent être calculées par un lecteur ne disposant pas des données de base de l’article), on trouve des résultats quasi-identiques pour les deux populations. L’excès d’incidence dans la population exposée n’apparait donc qu’après correction des biais, ce qui est surprenant d’après les informations dont nous disposons : en effet, la population exposée est nettement plus âgée et un peu plus masculine que la population non exposée. Or l’âge de loin le principal facteur de risque, et les tumeurs du cerveau sont globalement plus fréquentes chez les hommes. On s’attendrait donc à ce que la correction de ces facteurs de confusion conduise au contraire à faire baisser le risque de la population exposée, par rapport à la population non-exposée.

Dans sa réponse, M. Piel n’a pas contesté les incidences brutes que nous avons calculées, nous supposons donc qu’elles sont justes. Toutefois, nous ne connaissons toujours pas leurs intervalles de confiance, ce qui serait nécessaire pour juger de la validité du résultat obtenu, puisque ces incidences brutes sont les données d’entrée du modèle de Cox utilisé par M. Piel. Or la figure 1 (ci-dessous) laisse supposer que ces intervalles de confiance sont très larges et se recoupent très largement, ce qui jette un doute sur la validité du résultat obtenu. Par ailleurs, M. Piel nous rappelle un peu inutilement que seules les incidences corrigées des facteurs de confusion potentiels doivent être prises en compte, ce dont nous n’avons jamais douté. Mais il ne nous explique pas pourquoi ces corrections ont conduit au résultat inverse de celui que l’on attendrait, et ne dit même pas dans quel sens ont joué chacun des 5 facteurs de confusion corrigés.

2^ème point : la comparaison avec la population générale. Sur ce sujet, nous avions affirmé que même l’incidence des agriculteurs non-utilisateurs de pesticides était supérieure à la normale, en nous basant sur les courbes d’incidence du rapport de synthèse nationale publié par l’INVS[4].

En fait, cette référence n’était pas pertinente, comme le montre très clairement M. Piel : ce rapport ne porte que sur les tumeurs malignes, alors que son étude porte sur tous les types de tumeurs du SNC, y compris les tumeurs bénignes. Il est donc normal que les incidences figurant dans le rapport soient inférieures à celles de sa publication. Notre affirmation selon laquelle les agriculteurs non utilisateurs de pesticides auraient eux aussi une incidence supérieure à la moyenne était donc erronée, et nous en prenons acte bien volontiers. Nous rappelons tout de même que cette erreur ne se serait pas produite, si nous n’avions pas été obligé de chercher par nous-mêmes des références extérieures pour faire cette comparaison, nécessaire pour la contextualisation des résultats.

Pour la comparaison, avec la population générale, M. Piel nous renvoie à une autre publication parue quasi-simultanément à la sienne, mais dont il n’annonçait pas la sortie dans son article, bien qu’elle n’ait pas moins de 5 auteurs en commun. Malheureusement, cette publication (qui n’était pas sortie au moment où nous avons rédigé notre article) porte seulement sur les tumeurs malignes, elle ne répond donc pas vraiment à nos questions. Toutefois, si nous admettons que le résultat des tumeurs malignes est représentatif de l’ensemble des tumeurs du cerveau (malignes + bénignes), sur lesquelles M. Piel a travaillé, cela relativise la portée de son résultat, et soulève même de nouvelles questions sur sa validité :

Fig. 1 : Incidence standardisée des tumeurs malignes du cerveau dans la cohorte Agrican, d’après la publication Lemarchand et al.2017, à laquelle nous renvoie M. Piel pour la comparaison avec la population générale (une valeur de 1 signifie que l’incidence de la population étudiée est identique à celle de la population générale). Ce résultat est compatible avec celui de M. Piel, dans la mesure où l’incidence des membres de la cohorte Agrican non exposés aux pesticides est environ la moitié de celle des agriculteurs utilisateurs de pesticides. Mais on y voit aussi :

• que l’incidence des agriculteurs utilisateurs de pesticides n’est pas significativement différente de celle de la population générale. Ce résultat est d’ailleurs cohérent avec ceux obtenus sur la cohorte américaine AHS[5]
• que celle des non utilisateurs de pesticides est certes 2 fois plus faible en moyenne, mais avec un intervalle de confiance tellement énorme (barre verticale) que rien n’indique en fait qu’il y ait une différence significative avec l’incidence de la population utilisatrice aux pesticides.

Par ailleurs, si les incidences brutes (utilisées dans le modèle de Cox de M. Piel) ont des intervalles de confiance aussi larges que ceux de ces incidences standardisées, cela interroge sur la pertinence de leur utilisation sans réalisation préalable d’une analyse de sensibilité, pour vérifier l’effet de cette incertitude sur la validité du modèle de Cox.

3^ème point : la comparaison avec les données de mortalité

Nous avions essayé de vérifier si un excès de mortalité due à ces tumeurs était compatible avec la publication de Levêque-Morlais et al.[6] portant sur la même cohorte Agrican, selon laquelle la mortalité (Standardized Mortality Ratio, SMR) due aux « Autres tumeurs malignes » (dont font partie les tumeurs malignes du SNC) est très significativement inférieure à 1 chez les agriculteurs utilisateurs de pesticides (0,62 pour les hommes, 0,74 pour les femmes).

Dans sa réponse, M. Piel nous rappelle que le SMR des « Autres tumeurs malignes » n’est pas une référence satisfaisante, puisque son étude englobe aussi les tumeurs bénignes du SNC. Par ailleurs, il nous affirme que les incidences et mortalité sont des indicateurs « fort heureusement très différents ». Cette réponse nous semble loin de régler la question :

• en effet, le SMR des « Autres tumeurs bénignes » est également inférieur à 1 dans Lévêque-Morlais et al : 0,72 pour les hommes, 0,69 pour les femmes, significatif à 5% dans les deux cas.
• son affirmation sur la grande différence entre incidence et mortalité est malheureusement un peu optimiste : comme le montrent les chiffres de l’INVS[7], la mortalité est malheureusement à tout âge de l’ordre des 2/3 de l’incidence. Il est donc légitime de supposer qu’un fort excès d’incidence devrait également se traduire par un excès sensible de mortalité.

Cette question est d’autant plus digne d’intérêt que les excès d’incidence (ou de diagnostic) de certains types de cancers n’ont à notre connaissance jamais été confirmés dans les cohortes prospectives par un excès de mortalité. Par exemple, dans le cas de la cohorte Agrican, Lemarchand et al observent un excès significatif pour l’incidence du cancer de la prostate, mais Levêque-Morlais et al. trouvent par contre un Standardized Mortality Ratio significativement inférieur à 1 pour la même pathologie (observation confirmée de façon encore plus tranchée dans la cohorte AHS (incidence : + 19% [8]; mortalité : -19%[9]).

4^ème point : la liaison entre espèces cultivées et incidence des tumeurs du SNC. Sur ce sujet, nous faisions remarquer que les différences que vous observez en fonction des cultures ne semblaient pas corrélées avec le nombre de traitement qui y sont pratiqués :

Fig. 2 : Relation entre le nombre de traitements pesticides appliqué sur les cultures et le risque de tumeurs du cerveau. L’abscisse correspond à l’Indice de Fréquence de Traitement (IFT) moyen constaté sur les cultures dans les dernières enquêtes sur les pratiques culturales réalisées par le Ministère de l’Agriculture : 2014 pour les grandes cultures (prairies, maïs, tournesol, blé/orge, pois, betterave sucrière, colza, pomme de terre), 2013 pour la vigne, 2015 pour l’arboriculture fruitière. Pour le blé/orge, l’IFT retenu est la moyenne du blé tendre, du blé dur et de l’orge pondérés selon leurs surfaces respectives, pour les fruits, l’IFT retenu est la moyenne pondérée des 5 espèces majeures (pomme, pêche, prune, abricot, cerise) pondérées en fonction de leurs surfaces respectives. L’ordonnée correspond au risque relatif pour les tumeurs du cerveau, par rapport aux membres de la cohorte Agrican non exposés aux pesticides, tels qu’ils figurent dans le Tableau 3B de l’article de M. Piel. Le point représente la valeur moyenne du risque relatif, la barre verticale l’ampleur de l’intervalle de confiance à 5%. D’après ce graphique, on n’observe aucune différence significative de risque en fonction des cultures, et il n’y a même pas de tendance non significative en faveur d’une liaison entre IFT et risque relatif.

Dans sa réponse, M. Piel écarte une hypothèse mineure que nous avions formulée en passant à propos du pois : le risque relatif élevé (mais non significativement différent des autres) trouvé pour cette culture n’est pas dû à un biais lié à l’âge. Mais il n’apporte aucun élément permettant de justifier un lien significatif entre l’intensité des traitements sur une culture et le risque relatif des agriculteurs qui la pratiquent.

Un bel exemple de « cacophonie de la recherche »

Au bout de compte, la réponse de M. Piel corrige donc quelques hypothèses que nous avions été obligés de faire pour interpréter ses résultats. Mais il n’apporte aucune réponse satisfaisante à nos interrogations, et la référence complémentaire qu’il nous fournit (la publication de Lemarchand et al sur l’incidence des cancers dans la cohorte Agrican) soulève plus de questions nouvelles qu’elle n’en règle. M. Piel ne nous dit toujours pas si les agriculteurs utilisateurs ont un risque de tumeurs au cerveau (malignes et/ou bénignes) plus élevé que la population générale.  Il nous renvoie à Lemarchand et al, pour qui leur incidence des tumeurs malignes du cerveau est normale, et celle des membres d’Agrican non utilisateurs de pesticides nettement inférieure à la moyenne, mais non significativement. Mais cela ne nous dit toujours pas ce qu’il en est pour les tumeurs bénignes, qui sont incluses dans la publication de M. Piel. De plus, il ne nous explique pas pourquoi les ajustements statistiques appliqués aux incidences brutes ont produit un résultat aussi paradoxal.

De façon plus générale, le cas des tumeurs du système nerveux central dans la cohorte Agrican est un exemple emblématique de ce que nous avions appelé « la cacophonie de la recherche » dans un article précédent[10] :

• La publication de M. Piel porte sur l’incidence des tumeurs malignes et bénignes dans leur ensemble, sans jamais les distinguer ni les comparer avec celles de la population générale
• celle de Lemarchand et al fait cette comparaison avec la population générale, mais pour les tumeurs malignes seulement.
• Celle de Lévêque-Morlais et al porte sur la mortalité, mais en englobant les tumeurs du cerveau dans deux catégories vagues « Autre tumeurs malignes » et « Autres tumeurs bénignes », bien que les tumeurs du cerveau aient été identifiées depuis longtemps comme une des localisations à surveiller particulièrement chez les agriculteurs

Ces discordances sont d’autant plus gênantes que l’étude de M. Piel est très alarmiste, alors que celle de Lemarchand et al ne considérait pas les tumeurs du cerveau comme préoccupantes.

Bien entendu, ces questions débordent largement du cadre de la publication de M. Piel, puisqu’elles posent la question de la coordination de l’ensemble des chercheurs travaillant sur la cohorte Agrican. Il est particulièrement frustrant que, même après la réponse de M. Piel, il soit toujours impossible de faire une synthèse claire des résultats de trois publications portant sur la même pathologie, dans la même cohorte… et avec quatre co-auteurs communs aux trois articles !

Philippe Stoop

[1] http://www.forumphyto.fr/2017/07/21/les-pesticides-protegent-ils-des-tumeurs-du-cerveau/

[2] https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/28685816

[3] http://www.forumphyto.fr/2017/10/18/reponse-des-auteurs-de-letude-sur-les-tumeurs-du-cerveau/

[4] http://invs.santepubliquefrance.fr/Publications-et-outils/Rapports-et-syntheses/Maladies-chroniques-et-traumatismes/2013/Estimation-nationale-de-l-incidence-et-de-la-mortalite-par-cancer-en-France-entre-1980-et-2012

[5] https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/articles/PMC3052640/

[6] https://www.researchgate.net/publication/311255671_The_AGRIculture_and_CANcer_AGRICAN_cohort_study_Enrollment_and_causes_of_death_for_the_2005-2009_period

[7] http://invs.santepubliquefrance.fr/Publications-et-outils/Rapports-et-syntheses/Maladies-chroniques-ettraumatismes/2013/Estimation-nationale-de-l-incidence-et-de-la-mortalite-par-cancer-en-France-entre-1980et-2012

[8] http://www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/articles/PMC3052640/

[9] http://aje.oxfordjournals.org/content/173/1/71.long

[10] http://www.forumphyto.fr/2016/10/04/peche-aux-alphas-contre-chasse-aux-petits-betas-pourquoi-lanalyse-des-risques-environnementaux-ne-devrait-pas-etre-seulement-un-travail-de-chercheurs/

A titre quasi-anecdotique, et pourtant significatif, nous citerons Biocoop. Dans une campagne se voulant « punchy » (voir ici), Biocoop parle d’aliment « glyphosaté », homophonie approximative et évidemment volontaire de « sulfaté » (et pourquoi pas de « gazé » tant qu’on y est !).
« Plus le mensonge est gros, plus il passe. Plus souvent il est répété, plus le peuple le croit… » Biocoop fait visiblement sienne la célèbre maxime de Goebbels, ministre de la propagande d’Hitler. En fait, cette inflation verbale est aussi le signe d’un aveu partiel d’impuissance.

Dans « dix pratiques liant environnementalisme et fascisme » (in English), David Zaruk, sur son blog The Risk Monger, montre en quoi le rapprochement avec l’idéologie nazi n’est pas seulement anecdotique. En effet, parmi les pratiques des militants environnementalistes les plus extrêmes, on peut citer :
– Le refus d’un véritable dialogue et un débat ouvert
– L’utilisation d’attaques ad hominem agressives
– De gros mensonges répétés des millions de fois
– L’exploitation de victimes dans des campagnes de communication
– Des attaques en meutes contre des opposants
– La volonté délibérée de briser les règles pour l’emporter
– Se poser en porte-parole du peuple
– Mobiliser une pureté analogue à celle du « sang et du sol »
– Imposer une idéologie droitière
– Créer des boucs émissaires pour accroître la peur

Sous ces simples têtes de chapitre, D Zaruk argumente de façon convaincante.
Le nazisme avait habilement utilisé les nouveaux médias de son époque (la radio et le cinéma), avant que le public n’en comprenne les limites. Les militants environnementalistes les plus extrêmes utilisent aujourd’hui Internet et les réseaux sociaux.

Certes cette comparaison a ses limites : les environnementalistes n’exercent pas, en général, de violence physique, du moins pas encore.

Dans « Pour une vraie critique environnementaliste », Frédéric Drago, rationaliste et environnementaliste, s’inquiète : « Vouloir défendre et préserver l’environnement est évidemment une bonne chose, mais le faire n’importe comment est bien souvent davantage source de discrédit que d’accomplissement de l’objectif recherché. » Il détaille de nombreux exemples de ces argumentations « souvent immatures, caricaturales voire parfois totalement mensongères et manipulatrices », concernant Monsanto, les OGM et le glyphosate. Dans sa conclusion, il préconise « une approche véritablement argumentée et réfléchie [qui seule] permettra d’avoir la crédibilité suffisante pour défendre efficacement l’environnement face aux comportements qui lui sont néfastes. ».

Malheureusement, aujourd’hui, les environnementalistes continuent, dans le meilleur des cas, sur leur lancée immature et caricaturale, et au pire dans le mensonge et la manipulation, sans que cela ne leur pose de problème moral.
On doit également rappeler les racines profondément réactionnaires de l’environnementalisme. Voir par exemple :
– « « Les bios, les écolos et l’extrême droite » (Alerte Environnement) »
– « « Les métamorphoses des idéologues de l’agriculture biologique » ». Nous concluions :

« La nature fondamentale du bio repose sur trois mécanismes constants : « la dénonciation du matérialisme productiviste, la mythisation du passé et l’essentialisme attribué à la Nature. » Ces trois mécanismes ont d’abord été mis en œuvre par l’extrême-droite. Même si ceci paraitra sans doute incongru à nombre d’acteurs actuels du bio qui se pensent « à gauche » de l’échiquier politique… »

 Résumé : dans le feuilleton politico-médiatique sur le glyphosate, le CIRC, bien que complètement isolé sur le plan scientifique, a réussi à faire croire que le consensus scientifique était de son côté, alors que toutes les agences sanitaires ont refusé de suivre son avis et ont longuement expliqué pourquoi (mais de façon peu compréhensible pour les non-initiés). Les opposants au CIRC ont montré le caractère lacunaire des données qu’il a utilisées, et les conflits d’intérêt de son représentant le plus engagé sur ce dossier, Christopher Portier. Il y a pourtant une façon encore plus simple de comprendre pourquoi les agences sanitaires n’ont pas voulu suivre son classement : il suffit de lire la monographie du CIRC sur le glyphosate, pour comprendre que son dossier à charge est vide.

Dans le feuilleton médiatique du glyphosate, les positions scientifiques sont claires : à l’exception du CIRC[i], l’organisation de l’OMS chargée de l’évaluation du danger de carcinogénèse (et non du risque[ii]), toutes les agences sanitaires affirment que le glyphosate n’est pas cancérigène. Dans la logique médiatique actuelle, il n’y a qu’une explication possible : le CIRC est seul dans le vrai, et toutes les agences sanitaires sont à la solde des lobbies.

Bien sûr, l’ANSES, l’EFSA, et l’ECHA, les 3 agences européennes qui se sont exprimées sur ce sujet après le CIRC, ont expliqué longuement pourquoi elles ne suivaient pas son avis[iii]. Le BfR, l’agence sanitaire allemande, qui avait mené le réexamen du glyphosate avant le CIRC, a également expliqué pourquoi il maintenait néanmoins son avis favorable[iv]. Les adversaires des pesticides ont réussi à rendre ces réponses inaudibles, en rappelant que ces agences sanitaires ont utilisé non seulement les données de la recherche publique, utilisées par le CIRC, mais aussi les expérimentations requises pour l’homologation du produit : des données confidentielles et financées par les firmes, donc forcément suspectes dans leur logique paranoïa-critique. On pourrait argumenter indéfiniment sur le fait que ces données d’homologation sont beaucoup plus comparables et répétables que celles de la recherche publique, en raison de l’utilisation de protocoles expérimentaux standardisés. Et sur la possibilité d’un meilleur contrôle de leur intégrité scientifique, en raison de la traçabilité des travaux imposée par les normes BPL (Bonnes Pratiques de Laboratoire),  une norme à laquelle les laboratoires de recherche publique ne sont pas soumis. Mais ces arguments n’ont aucun poids dans les médias. En bonne logique conspirationniste, les débats ont visé uniquement à discréditer les agences sanitaires, grâce à l’apparition magique des « Monsanto Papers », dont nous avons pourtant vu qu’ils ne démontraient aucune falsification de donnée, et aucun lien financier de Monsanto avec des experts de ces agences[v]. Tout cela crée un nuage d’encre bien commode pour esquiver les arguments scientifiques. Curieusement, les défenseurs du glyphosate ont eu tendance à s’engouffrer dans la même brèche. Les polémiques récentes ont surtout porté sur les conflits d’intérêt de Christopher Portier, l’expert du CIRC le plus engagé sur ce dossier, et sur le fait que le CIRC aurait écarté des résultats favorables au glyphosate dont il avait connaissance. Tout cela est certes utile pour rééquilibrer le débat, mais cela a l’inconvénient de détourner l’attention du principal sujet : l’incroyable vacuité du dossier à charge du CIRC. Et si la meilleure façon de discréditer le CIRC était d’inciter à lire sa monographie sur le glyphosate ?

L’insoutenable légèreté du dossier à charge du CIRC

Certes, l’austérité apparente et l’épaisseur du document (92 pages)[vi] peuvent impressionner les profanes, mais rassurons les lecteurs : après examen, les éléments à charge retenus par le CIRC tiennent sur un timbre-poste sans dents. Et comme il faut reconnaitre au document d’être rédigé de façon assez claire, il est facile de faire le bilan des éléments utilisés par le CIRC pour justifier son classement.

Les études épidémiologiques sur l’homme :

C’est le sujet le plus brûlant, et celui sur lequel le CIRC ne peut pas se dérober à une comparaison avec les agences sanitaires, sous prétexte que celles-ci utilisent des données confidentielles fournies par les firmes, auxquelles il n’a pas accès. En effet, toutes ces données épidémiologiques proviennent de la recherche publique, et sont donc en libre accès. Pour l’épidémiologie humaine, les agences sanitaires et le CIRC ont donc travaillé avec exactement les mêmes sources. Quels sont les résultats ? Examinons-les dans l’ordre de niveau de preuve décroissant

a) Les études épidémiologiques prospectives (Tableau 2.1 p. 12 à 14)

Ce type d’études est considéré comme le plus fiable. Le bilan est vite fait : sur les 5 études de cohorte prospectives citées par le CIRC, aucune n’a identifié un effet quelconque du glyphosate. Il y a eu des polémiques récentes, selon lesquelles le CIRC aurait occulté les résultats d’une étude favorable au glyphosate sur la cohorte américaine AHS, qui n’était encore pas publiée au moment de la rédaction de la monographie, mais donc le CIRC avait néanmoins connaissance. C’est possible mais difficile à prouver, et finalement cela n’a pas tellement d’importance : ces résultats, publiés tout récemment, ne font que confirmer un résultat plus ancien sur la même cohorte, déjà cité par le CIRC. Cela ne change donc pas grand-chose au score : glyphosate 5 (ou 6)/CIRC : 0.

b) Les études rétrospectives cas-témoin (Tableau 2.2 p. 17 à 25 et § 2.3 p. 29-30)

Ce type d’étude est plus fréquent, car plus rapide et moins coûteux à réaliser que les études de cohorte, mais plus susceptible d’être biaisé par des facteurs de confusion ou des biais de recrutement. Le CIRC a  retenu dans sa bibliographie 20 études cas-témoin, dont 4 seulement (portant toutes sur la même forme de cancer, le lymphome non-hodgkinien) ont trouvé des associations significatives entre exposition au glyphosate et cancer. Parmi ces 4 études mises en avant par le CIRC:

• Toutes ont trouvé une liaison significative entre glyphosate et exposition aux pesticides, mais ont trouvé une liaison tout aussi forte avec toutes les autres molécules testées ou presque.
• L’une d’elle (de Roos 2003) a été démentie par ses propres auteurs par la suite, suite à des analyses plus approfondies (de Roos 2005). Le CIRC cite bien cette 2^ème étude parmi les publications non significative, mais sans mentionner qu’elle informe de fait la précédente.
• Dans les deux études suédoises, réalisées par la même équipe, l’effet significatif du glyphosate redevient non significatif quand on redresse les résultats en fonction de l’exposition aux autres pesticides, ce qui ne permet donc pas de conclure que le glyphosate ait un effet propre
• Dans la dernière publication (Mc Duffie et al, 2001), les auteurs n’ont pas redressé les résultats en fonction de l’exposition aux autres pesticides.

Le « cherry picking » légitimé par le CIRC

En fin de chapitre, le CIRC cite également une méta-analyse ayant trouvé un effet significatif du glyphosate sur le LNH. Cet argument supplémentaire serait un argument de poids, si cette méta-analyse avait regroupé toutes les références citées ci-dessus. Mais quand on regarde la liste des publications retenues, on constate que parmi les 10 publications sur le LNH répertoriées par le CIRC, cette méta-analyse n’en a intégré que 6… dont les 4 publications significatives citées précédemment ! Avec un tri aussi sélectif des références retenues, qui n’a aucune justification (toutes les 10 études sur le LNH avaient été publiées longtemps avant cette méta-analyse), il n’est pas étonnant que le résultat global soit significatif. Il s’agit là d’un superbe exemple de « cherry picking[vii] », que le CIRC reprend sans y voir malice.

En conclusion, sur les 20 références d’études cas-témoin analysées par le CIRC, seules 4 d’entre elles ont identifié une liaison significative avec une forme de cancer, le LNH. Parmi elles :

• L’une d’entre elle a été démentie par la suite par ses propres auteurs, suite à des analyses plus approfondies
• Les 3 autres n’ont pas procédé à cette analyse complémentaire (ajustement en fonction de l’exposition aux autres pesticides testés), ou bien n’ont pas tenu compte de l’absence d’effet du glyphosate après cet ajustement.

Enfin, la méta-analyse citée dans la monographie ne peut être retenue, vu la sélectivité non justifiée du choix des publications retenues dans cette publication.

Le cas des études sud-américaines sur la génotoxicité

La monographie du CIRC fait également une synthèse sur la génotoxicité du glyphosate. Ce point a été moins commenté, mais il mérite d’être cité tant ce chapitre est révélateur des méthodes employées. Il porte de nouveau sur des études cas-témoin, dans un contexte bien particulier : les épandages aériens réalisés en Colombie et en Equateur, pour détruire les cultures illégales de pavot ou de coca.

Le CIRC cite 5 références, dont 4 auraient montré des effets génotoxiques (dégradations de l’ADN) chez les personnes exposées. En fait, ces 5 références ne viennent que de 3 publications différentes.

• Dans l’article colombien, les auteurs mentionnent bien avoir obtenu l’effet apparent mentionné par le CIRC, dans les analyses génétiques réalisées juste après les épandages. Mais, dans la suite de la discussion, ils montrent que ces résultats n’ont pas été confirmés par les analyses ultérieures, et que les résultats de ces analyses initiales présentaient des incohérences inexplicables. En conclusion, ils indiquaient clairement que le risque génotoxique associé à ces épandages aériens, s’il existe, est au pire faible et transitoire. Le CIRC a donc extrait de son contexte un résultat intermédiaire de la publication, que les auteurs eux-mêmes démentaient dans la suite de leur article.
• Le cas des deux études équatoriennes, réalisées par la même équipe, est encore plus caricatural. Dans la première étude, réalisée en 2007[viii], les auteurs avaient trouvé un effet génotoxique significatif du glyphosate, en comparant les cellules sanguines de populations exposées et non exposées aux traitements aériens. Toutefois, cette étude était peu concluante, car réalisée sur de très petites populations (24 personnes exposées, et 21 non exposées), avec une population non exposée éloignée géographiquement de la population exposée. Il était donc possible que la différence observée soit simplement due à des différences génétiques qui existaient déjà entre ces deux populations, et non à un effet du glyphosate. La même équipe a donc réalisé des études approfondies pour étudier les variations naturelles des anomalies génétiques identifiées dans la première étude. La publication de 2011, citée par le CIRC, fait la synthèse de ces études, et ses conclusions sont là encore sans ambiguïtés : « La population étudiée [182 personnes exposées aux épandages aériens de glyphosate] ne présente pas d’altération significative des chromosomes ou de l’ADN ». Pour la bonne bouche, on ajoutera leur conclusion finale : « L’impact social le plus important [de ces épandages aériens] est la peur »!

Une fois encore, après l’exemple des résultats successifs de de Roos et al sur le LNH, le CIRC a appliqué le vieux principe cynique de la presse à scandales : « Une fausse information suivie d’un démenti, cela fait deux scoops là où les autres n’ont rien à raconter » !

Des expérimentations sur l’animal non conformes aux recommandations officielles

Nous ne détaillerons pas ici les résultats présentés par le CIRC sur les animaux (rats et souris), car le débat est ici pollué par le fait que les agences sanitaires se sont prononcées sur ce sujet en tenant compte des expérimentations d’homologation, auxquelles ni le CIRC ni nous n’avons accès. Il est tout de même utile de jeter un coup d’œil sur les publications retenues par le CIRC.

Commençons par noter un bon point : le CIRC cite dans sa bibliographie la fameuse étude de G.E. Séralini sur l’effet des OGM sur la santé des rats, mais indique clairement qu’il la rejette pour qualité insuffisante. Cela semble la moindre des choses, mais rappelons à ce sujet que l’expertise collective de l’INSERM avait préféré ne citer aucun travail de Séralini, ce qui lui évitait du même coup de le désavouer.

Le CIRC cite au total 4 études sur 10, où des effets significatifs sur l’incidence des cancers ont été observés chez le rat ou la souris. Ces résultats sont tous obtenus sur des essais à long terme (18 mois à 2 ans, soit quasiment la durée de vie des animaux), et à des doses massives : il s’agissait d’animaux abreuvés toute leur vie par de l’eau à une concentration voisine de celle du glyphosate dans les bouillies utilisées au champ ! Pour qu’un consommateur humain soit exposé à de telles doses, compte tenu du niveau des teneurs trouvées en moyenne dans les aliments (de l’ordre de 0,1mg/kg, d’après les données du CIRC), il faudrait consommer plusieurs dizaines de tonnes de fruits et légumes par jour.

Certes, le CIRC rappelle qu’il ne se prononce que sur le danger, et non sur le risque. Comme l’existence d’un risque, même à des expositions non réalistes, implique nécessairement l’existence d’un danger, son raisonnement parait légitime. C’est oublier un « détail » : ces expérimentations ne sont pas conformes aux protocoles reconnus en toxicologie. L’ECHA l’explique très clairement, mais de façon peu compréhensible pour les non-initiés, en rappelant que les expérimentations sur la carcinogènèse ne doivent pas être réalisées au-delà de la MTD (maximum tolerable dose) du produit étudié. A des doses aussi extrêmes, l’apparition de tumeurs ne signifie plus grand-chose, et ne donne plus de résultats répétables, surtout quand on travaille sur des rats comme la souche Sprague-Dawley utilisée dans ces expériences, qui développent spontanément des tumeurs pouvant être influencées par l’état physiologique général des animaux[ix]. En clair, les expérimentations retenues par le CIRC ne sont donc pas conformes aux pratiques reconnues pour l’évaluation du danger de carcinogénèse : on voit une fois encore que la recherche est un métier différent de l’expertise sanitaire[x] !

« Probablement cancérigène pour l’homme », vraiment ?

Fort de ces résultats, le CIRC a donc classé le glyphosate dans la catégorie 2A « Probablement cancérigène pour l’homme ». Ce classement doit normalement s’appliquer aux produits pour lesquels existent des « indications limitées de cancérogénicité chez l’homme et suffisantes chez l’animal ». Dans ses conclusions (§ 6.1 et 6.2), le CIRC considère que ces deux conditions sont bien remplies.

Pour les indications de cancérogénicité sur l’homme, nous avons vu qu’elles se résument à 4 références, dont l’une est un résultat initial, qui a été infirmé ultérieurement par ses propres auteurs, suite à des analyses complémentaires. Les 3 autres n’ont pas procédé à la même vérification que de Roos, et sont donc probablement affectées par le même biais que son étude initiale. Considérer ces preuves comme « limitées » est donc faire preuve d’une belle indulgence.

En ce qui concerne les preuves chez l’animal, nous avons vu qu’il s’agit d’expérimentations non conformes aux normes officielles, comme l’a rappelé l’ECHA. Il est donc tout à fait inacceptable de les considérer comme « suffisantes ». Comme cette seconde condition était nécessaire pour justifier le classement 2A, il est donc tout-à-fait normal que les agences sanitaires aient refusé de suivre l’avis du CIRC.

Pour comprendre l’unanimité des agences, il n’y a donc nul besoin d’imaginer des pressions occultes de Monsanto ou des Illuminati : il suffit de lire la monographie du CIRC sur le glyphosate, pour se rendre compte que son dossier à charge est quasiment vide. Il est donc assez inquiétant que des ministres, et pas seulement Nicolas Hulot, alimentent le discrédit des agences sanitaires[1]. Et que deux députés, pourtant de la majorité gouvernementale, aient saisi successivement l’OPECST (Office Parlementaire Pour l’Evaluation des Choix Scientifiques et Techniques), au motif assez incroyable d’enquêter sur «l’indépendance et l’objectivité des agences européennes chargées d’évaluer la dangerosité des substances mises sur le marché, notamment le glyphosate ». Espérons que l’OPECST ne se laissera intimider par le battage médiatique, et saura ramener le débat sur une base plus objective, en élargissant sa saisine au CIRC.

Philippe Stoop

[1] http://www.lepoint.fr/zapping-du-point/le-zapolitique-agnes-buzyn-il-est-imperatif-que-le-glyphosate-ne-soit-plus-utilise-24-10-2017-2166926_2470.php

[i] CIRC : Centre International de Recherche sur le Cancer (IARC en anglais)

[ii] Sur la différence entre danger et risque, voir : http://www.forumphyto.fr/2017/05/15/faut-il-porter-un-casque-pour-se-proteger-des-meteorites/

[iii] Pour l’ANSES : https://www.anses.fr/fr/content/avis-de-l%E2%80%99anses-sur-le-caract%C3%A8re-canc%C3%A9rog%C3%A8ne-pour-l%E2%80%99homme-du-glyphosate

Pour l’EFSA : https://www.efsa.europa.eu/fr/topics/topic/glyphosate

Pour l’ECHA : https://echa.europa.eu/documents/10162/cd543d44-998e-8718-be16-67c4bbeb8ccf

[iv] http://www.bfr.bund.de/cm/349/bfr-review-of-the-iarc-monograph-of-glyphosate-brought-into-the-european-assessment-process.pdf

[v] http://www.forumphyto.fr/2017/10/16/glyphosate-que-disent-vraiment-les-monsanto-papers/

[vi] http://monographs.iarc.fr/ENG/Monographs/vol112/mono112-10.pdf

[vii] Pratique consistant à ne retenir que les études favorables à l’hypothèse des auteurs

[viii] http://www.scielo.br/scielo.php?script=sci_arttext&pid=S1415-47572007000300026&lng=en&tlng=en

[ix] https://academic.oup.com/toxsci/article/58/1/195/1658992

[x] http://www.forumphyto.fr/2016/10/04/peche-aux-alphas-contre-chasse-aux-petits-betas-pourquoi-lanalyse-des-risques-environnementaux-ne-devrait-pas-etre-seulement-un-travail-de-chercheurs/

L’agriculture bio a-t-elle des bénéfices mesurables scientifiquement pour la santé des consommateurs? Jusqu’à présent, les études épidémiologiques sur ce sujet n’avaient pas produit de preuves très concluantes. Une récente méta-analyse[1], commandée par le Parlement européen, et publiée le 27 octobre, déclare cette fois avoir identifié des bénéfices sanitaires clairs pour le bio. Bien entendu, cette étude a été largement médiatisée par Le Monde[2] (dans un article mis en ligne le 27 octobre à 2h du matin, ce qui confirme une fois de plus l’extrême réactivité des journalistes du Monde, ou le fait que l’étude leur a été transmise avant qu’elle soit visible par la communauté scientifique). Au moment où nous écrivons (dimanche 29 octobre), peu d’autres journaux ont repris cette information, mais il est probable qu’elle aura été plus largement diffusée au moment où cet article sera publié dans ForumPhyto.

Une méta-analyse aussi importante (271 références bibliographiques citées) nécessite beaucoup de travail si on veut l’examiner sérieusement. Nous n’en avons pas encore eu le temps, mais une lecture rapide montre toutefois qu’il sera sans doute intéressant de faire cet exercice. En effet, nous y retrouvons cités, comme d’habitude, la stupéfiante étude sur le coût social des insecticides organo-phosphorés de Bellanger, Demeneix et al, que nous avions longuement analysée dans ForumPhyto, ainsi que les deux études américaines qui lui servaient de fondement[3]. Outre toutes les réserves (pour être poli) que l’on peut avoir pour ces travaux, leur citation sans recul critique dans un rapport sur les bénéfices de l’alimentation bio est encore plus critiquable ici : en effet, ces insecticides étant également employés pour le traitement du bois d’œuvre, il est probable que les expositions aux organo-phosphorés mesurées dans ces études venaient beaucoup plus de cette exposition domestique que de l’alimentation.

Mais cette nouvelle méta-analyse fait aussi valoir un élément positif réellement corrélé à l’alimentation bio, et peu mis en avant jusqu’à présent : une réduction de l’incidence du lymphome non-hodgkinien (LNH) chez les consommatrices de bio, dans une vaste enquête prospective publiée en 2014 au Royaume-Uni. Il peut paraître surprenant que ce résultat, déjà relativement ancien, n’ait pas été plus médiatisé à l’époque. En fait, on le comprend facilement quand on relit en entier cet article de 2014. La façon dont ce résultat sur le LNH resurgit trois ans plus tard dans une méta-analyse est un exemple parfait d’un phénomène que nous avions déjà rencontré dans un autre rapport, comme par hasard sur le bio : le « blanchiment de publication douteuse »[4].

1^ère étape :

La publication initiale rend compte d’une très vaste étude prospective publiée en 2014 sur plus de 600 000 femmes au Royaume-Uni, donc avec des résultats a priori fiables, comme en témoignent les intervalles de confiance à 5% (IC) assez étroits des résultats obtenus (même si bien entendu ceux des consommatrices régulières de bio sont plus larges, en raison des effectifs plus faibles de cette population).

http://www.nature.com/bjc/journal/v110/n9/full/bjc2014148a.html

La conclusion de l’article (dans le résumé) mérite d’être citée dans son intégralité, tant elle devient savoureuse quand on lit l’article entier: « In this large prospective study there was little or no decrease in the incidence of cancer associated with consumption of organic food, except possibly for non-Hodgkin lymphoma. [5]»

Dans cet article, les auteurs ont étudié le nombre de cas de cancers apparus dans la population suivie, en distinguant 3 catégories :

• Les femmes ne consommant jamais de bio
• Les consommatrices occasionnelles de bio
• Les consommatrices régulières ou exclusives de bio

Les résultats essentiels sont résumés dans la figure suivante :

http://www.nature.com/bjc/journal/v110/n9/fig_tab/bjc2014148f2.html#figure-title

Commençons par les résultats sur le LNH. Ils semblent parfaitement cohérents :

Le risque relatif (RR) est légèrement (mais significativement) réduit pour les femmes consommatrices occasionnelles de bio : RR=0,94 IC : (0,90; 0,99). Il est encore plus faible chez les consommatrices régulières de bio : RR=0,79, IC = (0,67 ; 0,94)[6]. Au point que l’on se demanderait même pourquoi les auteurs ont ajouté un « possibly », dont bien d’autres auteurs se seraient dispensés, en évoquant une incidence réduite de LNH chez les consommatrices de bio.

En fait, la prudence des auteurs s’explique facilement quand on regarde l’ensemble des autres résultats : en effet, on trouve pas moins de trois types de cancers significativement plus fréquents chez les consommatrices de bio : les cancers du sein, de l’utérus, et du cerveau !

Dans le texte de l’article, les auteurs mentionnent bien l’excès de cancers du sein, et procèdent à quelques analyses supplémentaires qui confirment la robustesse de ce résultat inattendu. Pas un mot par contre sur le cancer de l’utérus et du cerveau. Certes, pour ces deux types de tumeurs, le résultat n’est significatif que pour les consommatrices occasionnelles. Mais il est proche de la significativité pour les consommatrices régulières (en particulier pour le cancer de l’utérus), et les résultats sont cohérents avec ceux des consommatrices occasionnelles, avec simplement un intervalle de confiance plus large dû à l’effectif plus réduit de cette population. Ces deux maladies auraient donc mérité un petit commentaire, ne serait-ce que pour donner la probabilité critique de leur excès chez les consommatrices régulières, qui ne doit pas être bien loin de 5%.

Mais le plus drôle arrive à la fin de la figure 3 : on a frôlé l’hérésie pour le bilan global de l’ensemble des cancers, avec un excès très proche de la significativité chez les consommatrices régulières de bio : RR = 1,03, IC = (1,00 ; 1,06) ! Et cet excès de cancers est bien significatif chez les consommatrices occasionnelles RR= 1,03, IC = (1,01 ; 1,03). A la lueur de ce résultat, la phrase de conclusion « there was little or no decrease in the incidence of cancer associated with consumption of organic food » apparait comme un superbe exemple d’understatement à la mode britannique. La vérité est bien que l’on observe une liaison positive faiblement significative entre cancers et consommation de bio !

Bien entendu, il serait absurde de prétendre que c’est la consommation de bio qui provoque ce léger excès de cancer. La vérité est sans doute que la consommation de bio est associée à un ou des facteurs environnementaux non identifiés, provoquant ce léger excès de cancers. On pourrait aussi imaginer (comme on peut le soupçonner aussi chez les agriculteurs pour certains cancers) que c’est un effet secondaire d’un meilleur état de santé général, avec en particulier de meilleures habitudes alimentaires et plus de pratique du sport, qui provoqueraient une baisse des maladies cardio-vasculaires, qui elle-même augmenterait du même coup le risque d’être atteint plus tard d’un cancer[7].

Quoiqu’il en soit, on comprend bien l’embarras des auteurs vis-à-vis de leurs résultats, et le fait que leur publication n’ait pas suscité un raz-de-marée médiatique. Au moins ont-ils eu l’honnêteté d’être prudents du même coup sur leur seul résultat qui allait dans le sens du vent écologiste, celui qui concernait le LNH. Si on a des doutes sur la validité des associations positives entre bio et cancer, il n’y a pas de raison d’accorder plus de crédit à la seule association négative trouvée.

2^ème étape :

La reprise de cette publication dans la méta-analyse de 2017 :

https://ehjournal.biomedcentral.com/articles/10.1186/s12940-017-0315-4

Dans la méta-analyse, l’étude britannique de 2014 n’est citée que pour le résultat sur le LNH. La citation de cette étude se résume à un quasi copier/coller de la conclusion de son résumé. Aucune mention des cancers trouvés en excès chez les consommatrices de bio (même pas pour le cancer du sein, dont l’excès significatif était reconnu clairement par les auteurs dans l’article de 2014, et cité de façon lapidaire dans le résumé). Et, bien sûr, aucun regard critique sur la façon dont les auteurs britanniques ont pudiquement passé sous silence l’excès proche de la significativité des cancers dans leur ensemble. La publication ambiguë est devenue une référence parfaitement claire en faveur du bio.

A propos de cette étude, on passe donc à une nouvelle étape dans le « cherry picking » (sélection des résultats favorables à la thèse des auteurs). Certains se contentent d’oublier les publications gênantes (ou, plus souvent, de trouver une bonne raison pour ne pas les retenir). Cette fois, nos méta-analystes font carrément leur choix parmi les différents résultats d’un même article !

3^ème étape :

La méta-analyse est largement commentée par Le Monde, qui en conclut qu’elle démontre les bénéfices de l’agriculture bio pour la santé, avec une réduction des lymphomes non-hodgkiniens et des atteintes au développement cognitif chez l’enfant. Reconnaissons au moins que les journalistes n’ont rien eu à inventer, le travail de tri sélectif des résultats a été parfaitement préparé par la méta-analyse.

Comme nous le disions en introduction, nous n’avons pas encore eu le temps d’analyser en détail cette vaste méta-analyse. Mais ces premières impressions sur ses résultats les plus saillants laissent d’ores et déjà penser qu’elle tiendra une belle place dans les méta-analyses et rapports scientifiques d’inspiration scientifique « post-moderne » sur ces sujets. Et cet exemple confirme une fois de plus le petit nombre et la fragilité des publications défavorables aux pesticides, que les rapports déclarant démontrer des effets sanitaires chroniques chez les consommateurs recyclent indéfiniment.

Philippe Stoop

[1]https://ehjournal.biomedcentral.com/articles/10.1186/s12940-017-0315-4

[2] http://www.lemonde.fr/planete/article/2017/10/27/les-benefices-d-une-alimentation-bio-pour-la-sante_5206526_3244.html

[3] http://www.forumphyto.fr/2015/09/25/pesticides-qi-euros-les-calculs-acrobatiques-du-cnrs/

[4] http://www.forumphyto.fr/2017/01/03/le-bio-cest-bon-cest-litab-qui-le-dit/

[5] « Dans cette grande étude prospective, il n’y avait pas ou peu de diminution de l’incidence de cancers associée à la consommation d’aliments bio, sauf peut-être pour le lymphome non-hodgkinien »

[6] Exemple de lecture : un risque relatif (RR) de 0,94 signifie que l’incidence (nombre de cas nouveau apparus pendant l’étude n’était que de 94% de ceux apparus dans la population de référence (les non-consommatrices de bio). Un intervalle de confiance à 5% (IC 5%) de (0,90 ; 0,99) signifie qu’il y a 95% de chance pour que la valeur exacte de RR soit comprise entre 0,90 et 0,99). Comme cet intervalle ne comprend pas la valeur 1, cela signifie que le RR trouvé est significativement (à5%) inférieur à la normale.

[7] http://www.forumphyto.fr/2017/09/07/l-effet-agriculteur-le-grand-bug-de-lepidemiologie/

Une publication scientifique sur le sujet très médiatique des perturbateurs endocriniens (PE) s’est taillé un beau succès médiatique récemment[i]. Les auteurs y affirment avoir identifié des relations statistiquement significatives, entre des troubles du comportement chez de jeunes garçons de 3 ou 5 ans, et l’exposition de leur mère à des produits soupçonnés d’effets perturbateurs endocriniens pendant sa grossesse.  Bien que très technique, cet article a été cité largement dans la presse généraliste, et interprété comme une démonstration des dangers de ce type de produits.

Pour cette fois, les interprétations alarmistes de la presse ne résultaient pas d’une déformation ou d’une exagération des conclusions réelles des scientifiques : elles sont parfaitement conformes au résumé de la publication rédigé par les chercheurs, et au communiqué de presse de l’INSERM sur cet article[ii].

Mais une surprise de taille attend les lecteurs un peu curieux, qui font l’effort de lire l’article scientifique en entier : la phrase finale du paragraphe « Résultats », non reprise dans le résumé, et non prise en compte dans les conclusions de l’article, affirme très exactement le contraire : les auteurs n’ont trouvé AUCUNE relation significative entre l’exposition aux PE des mères et le comportement des garçons étudiés! Comment un tel tour de passe-passe est-il possible ?

Sortons les calculettes

Pour le comprendre, rappelons ce qu’est un résultat statistiquement  significatif. Dans le contexte de cette étude, si pour un PE on observe une différence significative à 5% entre la population exposée et la population non exposée,  cela veut dire que l’on n’a que 5% de chances de se tromper, quand on affirme qu’il y a une différence de comportement entre ces deux populations. Cela ne signifie d’ailleurs pas forcément que le PE en est la cause, mais c’est encore une autre histoire que nous n’examinerons pas ici.

Ce risque d’attribuer par erreur au PE un effet qu’il n’a pas est ce qu’on appelle le risque de 1^ère espèce (a). Le limiter à un seuil inférieur à 5% parait satisfaisant, si on s’intéresse à un résultat isolé. Mais on voit tout de suite le piège dans une étude complexe, où l’on va réaliser beaucoup de tests statistiques : au-delà d’une vingtaine de tests statistiques, même si le produit testé est inoffensif, on est pratiquement sûr d’obtenir au moins un résultat « faussement significatif ». Cela de la même façon que l’on n’a qu’une chance sur 6 d’obtenir un 1 quand on lance un dé, mais qu’il est très probable d’en obtenir 1 au moins une fois si on lance 6 fois le dé. C’est ce que l’on appelle le problème des comparaisons multiples (multiple testing en anglais), et il existe bien sûr des tests statistiques pour corriger ce biais inhérent aux études complexes. Sur un protocole expérimental complexe, on obtient donc forcément des résultats « significatifs », même si aucun des facteurs étudiés n’a d’effet. La question qui se pose alors est plutôt : y a-t-il un excès significatif de résultats significatifs.

Qu’en est-il dans  cette étude ? Les auteurs ont croisé 13 PE ou groupes de PE avec 7 indicateurs du comportement des garçons étudiés, soit au total 91 combinaisons. Ils ont réalisé 4 analyses différentes (tableaux 2 à 5 de l’article), soit au total 364 test statistiques.

Si l’ensemble des produits étudiés était inoffensif, les auteurs devraient donc obtenir 18 ou 19 résultats significatifs à 5% (car 5% de 364 = 18,2), et 36 ou 37 résultats significatifs à 10%. Or, si on fait le décompte sur les tableaux 2 à 5, c’est très exactement ce qui s’est passé ! (19 résultats significatifs à 5%, et 36 à 10%) ! Ils auraient donc obtenu exactement le même résultat, s’ils avaient travaillé sur des produits inoffensifs, voire sur le signe astrologique des enfants. Auraient-ils alors osé écrire que certains signes astrologiques ont un lien significatif avec des troubles du comportement ?

La petite phrase qui change tout…mais n’est pas dans le résumé !

En première lecture, la conclusion la plus probable est donc que les PE étudiés n’ont aucun effet sur le comportement. Une autre remarque va dans le même sens : l’incohérence des résultats significatifs observés. Par exemple, le triclosan a une liaison significative à10% pour 3 indicateurs du comportement chez les enfants de 3 ans (tableau 2), mais tout s’arrange miraculeusement à 5 ans (tableau 3) !

Pour en avoir le cœur net, il existe bien des tests statistiques permettant de corriger cet effet « multiple testing », pour vérifier la probabilité qu’au moins une partie des résultats significatifs obtenus ne soit pas l’effet du risque de 1^ère espèce. Les auteurs ont bien pratiqué un de ces tests, et le résultat est sans appel. Le paragraphe « Résultats » de l’article se conclut par cette phrase : « Quand nous avons appliqué une correction de l’effet des comparaisons multiples, par une méthode FDR [False Discovery Rate], aucun des résultats présentés n’est resté significatif, la p-value corrigée la plus faible était de 0,42, pour la liaison entre l’exposition entre le Bisphenol A et les troubles relationnels avec les autres enfants, chez les garçons de 3 ans ». En clair, cela signifie que la probabilité que le résultat le plus « significatif » de l’étude soit réellement dû à un effet du produit concerné (le bisphenol A) n’est que de 58%….et donc que ce résultat n’est absolument pas significatif !

La conclusion de l’analyse statistique complète résumée dans cette phrase est donc sans ambiguïté : il n’y a dans cette étude aucune preuve d’une liaison entre exposition de la mère aux PE et comportement de l’enfant. Les résultats apparemment significatifs obtenus sont un simple effet du hasard. Mais cette phrase fondamentale n’est pas citée dans le résumé de l’article, ni prise en compte dans les conclusions de l’article.

On voit tout la finesse du procédé : avec cette fameuse phrase sur le test FDR mentionnée rapidement dans les résultats, les auteurs se dédouanent de toute critique, voire demande de rétractation de leur article. Certes, leurs résultats significatifs ne veulent rien dire, mais ils l’ont signalé très clairement dans l’article…tout au moins clairement pour leurs pairs, en particulier les reviewers de la revue qui a accepté l’article. Mais dans le même temps, cette phrase est suffisamment obscure pour passer inaperçue de la plupart des lecteurs non spécialistes. Y compris des journalistes scientifiques, qui manifestement se contentent pour la plupart de lire le résumé, où cette phrase n’était pas reprise. Et même, ce qui encore plus gênant, du service de presse de l’INSERM ! Tout le monde ou presque retiendra que des résultats significatifs ont été obtenus… mais ignorera qu’une analyse statistique plus approfondie a montré qu’ils n’étaient pas valides ! Un petit arrangement avec l’éthique scientifique qui arrange tout le monde, les auteurs bien entendu, mais aussi la revue qui y gagne un article à gros impact factor garanti.

Un cas exemplaire de « pêche aux alphas »

Les lecteurs de ForumPhyto connaissent bien le procédé employé ici : il s’agit d’un cas exemplaire de pêche aux alphas, c’est-à-dire de résultats significatifs obtenus en multipliant comme des petits pains les tests statistiques. Nous avons déjà eu l’occasion d’en rencontrer plusieurs exemples dans des articles précédents[iii]… dont la plupart venaient de la même revue que cette publication : Environmental Health Perspectives[iv](EHP).  Le mot de la fin est sur son site Web :  « With an impact factor of 9.78, EHP is one of the most highly ranked journals in Toxicology, Public, Environmental and Occupational Health, and Environmental Sciences ». Tout est dit !

Il y a quelques temps, ForumPhyto avait mis en ligne un jeu-test psychologico-humoristique : « Statisticien, épidémiologiste, astrologue, quel scientifique êtes-vous ? »[v]. L’existence même de cet article scientifique, et l’écho qu’il rencontre dans les medias, montrent clairement que les conclusions humoristiques de ce test correspondent malheureusement de plus en plus à la réalité :

• De plus en plus de chercheurs sont adeptes de la réponse 2 de ce test, le mode « Je montre les résultats statistiques qui m’arrangent, et je balaie les autres sous le tapis »
• La presse, scientifique ou non, marche à l’unanimité en mode réponse 3 du test : « puisque le résumé dit que c’est significatif, et que ça vient de l’INSERM, c’est démontré scientifiquement »
• Quant à la réponse 1 du test, qui est pourtant la seule valable en statistique, les chercheurs qui s’y accrochent encore doivent savoir qu’ils se pénalisent gravement dans la course aux publications…

Une conséquence de l‘inculture statistique française

Nous l’avons vu, un astrologue aurait obtenu exactement les mêmes résultats statistiques avec les signes astrologiques des enfants, que nos chercheurs de l’INSERM avec les perturbateurs endocriniens. Pourquoi faudrait-il croire les uns et pas les autres ? L’exemple de l’astrologie peut paraître caricatural, mais il y a une foule d’autres sujets considérés comme scientifiquement crédibles dans le grand public, qui pourraient bénéficier des mêmes procédés : pensons par exemple à l’homéopathie, qui pourrait de la même façon mettre en avant quelques résultats significatifs obtenus pour ses produits par la grâce du risque de 1^ère espèce. Sur ce sujet, sommes-nous vraiment sûrs qu’aucune revue n’acceptera jamais de publier de tels résultats ?  On voit ici qu’au bout du compte, la crédibilité scientifique ne tient finalement qu’à la réputation des auteurs, et à la plausibilité supposée du sujet traité : des critères qui n’ont rien de scientifique. En l’occurrence, tout le dispositif de contrôle de l’intégrité scientifique n’est qu’une coquille vide, à l’intérieur de laquelle n’importe quel bernard-l’ermite peut cacher confortablement le ventre mou de ses théories.

Si l’intérêt des chercheurs et d’EHP dans cette histoire est clair, l’unanimité avec laquelle les medias (y compris la presse de vulgarisation scientifique) se laissent flouer par des procédés aussi grossiers est plus surprenante. Les raisons en sont multiples : la première est bien sûr le goût des medias du sensationnalisme. La seconde est sans doute que la plupart des journalistes se contentent de reprendre les communiqués des agences de presse (qui elles-mêmes ne font que reprendre les communiqués de presse des Instituts de Recherche), ou, pour les plus courageux d’entre eux, les résumés des publications scientifiques. Une attitude qui oublie de larges pans de la Charte Ethique Professionnelle des Journalistes[vi], dont nous rappelons pour la bonne bouche quelques extraits :

«  Un journaliste digne de ce nom… :

• tient l’esprit critique, la véracité, l’exactitude…pour les piliers de l’action journalistique ; tient …la non vérification des faits, pour les plus graves dérives professionnelles »
• […]
• exerce la plus grande vigilance avant de diffuser des informations d’où qu’elles viennent » (c’est nous qui soulignons).

De beaux principes généralement respectés en matière d’information politique, mais totalement bafoués dans le domaine scientifique. Il y aurait pourtant un important travail à faire en matière de journalisme d’investigation scientifique… mais sûrement pas dans le sens que lui donnent Stéphane Foucart, Elise Lucet ou Marie-Monique Robin : un vrai travail d’analyse critique, qui fournisse à ses lecteurs ou spectateurs toutes les informations nécessaires à leur bonne compréhension du sujet traité.

Et c’est là que nous touchons au phénomène qui rend possible toutes ces dérives : l’inculture abyssale des Français en matière de statistiques. Cette étude est bel et bien significative. Mais elle est seulement significative de cette inculture.

Une ignorance entretenue par les programmes officiels de l’enseignement secondaire, puisque les lycéens n’en apprennent que des rudiments, comme le mode de calcul des intervalles de confiance. Pour la définition de l’hypothèse nulle et du risque de 1^ère espèce, des notions pourtant indispensables à la compréhension de la fiabilité d’une étude scientifique, le programme de mathématiques 2011 des sections STMG « sciences et technologies du management et de la gestion » prenait même soin de préciser explicitement que ces sujets étaient hors programme !
Dans le même temps, les grands penseurs du déclin français qui encombrent les plateaux de télévision s’arrachent les cheveux pour déplorer que les collégiens n’apprennent plus le latin ou le grec ancien à l’école. Il serait grand temps qu’un Ministre de l’Education se rende compte que des connaissances de bases sur les statistiques seraient bien plus importantes pour éclairer les citoyens sur les enjeux du monde actuel.

Philippe Stoop

[i] https://ehp.niehs.nih.gov/ehp1314/

[ii] http://presse.inserm.fr/en/prenatal-exposure-to-endocrine-disruptors-and-behavioral-problems-in-children/29573/

[iii] Voir : http://www.forumphyto.fr/2016/04/01/la-peche-aux-alphas-non-ce-nest-pas-un-poisson-davril/

http://www.forumphyto.fr/2016/05/19/la-peche-aux-alphas-niveau-2-cours-de-perfectionnement/

[iv] http://www.forumphyto.fr/2016/10/04/peche-aux-alphas-contre-chasse-aux-petits-betas-pourquoi-lanalyse-des-risques-environnementaux-ne-devrait-pas-etre-seulement-un-travail-de-chercheurs/

[v] http://www.forumphyto.fr/2016/04/01/pours-sourire-et-sinstruire-statisticien-epidemiologiste-astrologue-quel-scientifique-etes-vous/

[vi] http://www.snj.fr/sites/default/files/documents/Charte2011-SNJ.pdf

Les critiques principales de Jean-Marc Boussard à l’égard de l’étude de B&G sont :
– Le manque de fiabilité de l’évaluation des coûts externes de l’utilisation des pesticides.
– Dans certains cas, une surévaluation importante de ces coûts. Quelquefois par des raisonnements qui laissent « perplexes » : par exemple, « quand on voit imputer aux pesticides les surcoûts de l’eau minérale par rapport à celle du robinet. »
– La sous-estimation de l’ampleur des conséquences négatives économiques et sociales d’un retrait éventuel des pesticides, ainsi que l’absence de mention des coûts externes engendrés par une telle situation.
– l’absence de vision globale du principe de bénéfices-risques. Pour Jean-Marc Boussard, même en supposant un risque réel de santé lié aux pesticides « [Ne faut-il pas considérer] comme « moral » d’exposer certains à un (faible) risque de cancer pour éviter à d’autres (souvent, des pauvres) un risque de paludisme ou de dénutrition ? »
Il se « garde de trancher », mais conclut : « il est de fait que, depuis l’origine des temps, et grâce au progrès technique, la durée de la vie humaine s’allonge […]. Cela signifie que, globalement, les risques de toute sorte ont tendance à diminuer […]. Faut-il alors interdire, ou du moins ralentir une telle évolution au nom d’un « principe de précaution » mal compris ? »

Dans « Coûts-Bénéfices des pesticides : une mauvaise plaisanterie de l’INRA ? », ForumPhyto avait fait une critique de l’étude de B&G.

Mentionnons également « Le bilan économique des pesticides : positif ou négatif ? » article de Philippe Stoop paru dans Science et Pseudo-Sciences.

Les arguments des trois articles sont globalement concordants et complémentaires : en soi, la démarche affichée de Bourguet et Guillemaud est valide. Mais l’article souffre de défauts rédhibitoires : imprécisions, quelques considérations qui laissent perplexes, surestimation des coûts dans certains cas et sous-estimation systématique des bénéfices. Rajoutons que, si B&G sont relativement prudents dans les conclusions de leur étude, les médias en ont carrément fait un plaidoyer militant environnementaliste