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Résumé La Rochebrochard Élise de.- Les âges à la puberté des filles et des garçons en France. Mesures à partir d'une enquête sur la sexualité des adolescents Des tables de puberté féminine et masculine ont été construites à partir de l'enquête française sur l'Analyse du comportement sexuel des jeunes (ACSJ), menée en 1994 auprès des générations 1975-1978, alors âgées de 15 à 18 ans. Chez les jeunes filles, la puberté est identifiée par la survenue des premières règles dont l'âge médian est de 13,1 ans. À partir de cet indicateur, un déclin séculaire de l'âge à la puberté a été mis en évidence dans l'ensemble des pays développés. Cette évolution historique semble se poursuivre en France alors qu'elle s'est stabilisée dans plusieurs pays. Chez les jeunes hommes, la puberté est plus difficilement repérable et la discussion quant au choix d'un indicateur pour l'identifier reste ouverte. À partir de l'enquête ACSJ, trois indicateurs peuvent être envisagés : la mue de la voix (dont l'âge médian est de 14,8 ans), le pic de croissance (âge médian de 16,0 ans) et la première masturbation (âge médian de 14,2 ans). Parmi ces trois indicateurs, la mue de la voix apparaît comme le plus pertinent pour mesurer la puberté chez le garçon.

RÉSUMÉ Les générations qui ont commencé à arriver sur le marché du travail sont moins nombreuses. On note en effet une réduction de 14,9 % du nombre déjeunes actifs au cours de la période quinquennale étudiée. On constate aussi que l'ensemble de la population active est en vieillissement (l'âge médian est en hausse de 0,5 année chez les hommes et de 1,2 année chez les femmes) et que la structure par âge de plusieurs professions subit d'importants changements. Ainsi, la proportion des 15-24 ans diminue dans presque tous les groupes de professions. À l'aide de simulations, l'auteur montre que la structure professionnelle de l'ensemble des travailleurs se ressent moins de la baisse du nombre déjeunes travailleurs (prise isolément, celle-ci n'a que très peu d'effet) que des changements professionnels observés chez les jeunes.

Introduction : Les luxations d'épaule sont des pathologies fréquentes aux urgences, parmi les plus douloureuses et pour lesquelles il n'existe pas de recommandations spécifiques. Elles représentent 45 % de l'ensemble des luxations. L'objectif principal de cette étude était d'analyser la gestion de la douleur dans cette pathologie. Matériel et méthodes : Nous avons conduit une étude observationnelle, monocentrique et rétrospective colligeant 238 patients ayant consulté aux urgences pour une luxation aiguë d'épaule (01/01/2012-30/04/2015). Les luxations réduites spontanément, les luxations sur prothèse et les luxations chroniques étaient exclues de l'étude. Résultats : Les luxations aiguës d'épaule étaient majoritairement réduites aux urgences (90 %, IC95 % : [86-94]). Il s'agissait d'une pathologie hyperalgique (Echelle numérique médiane : 8/10, [EIC : 6-9]) touchant plutôt les sujets jeunes (âge médian : 48 ans, EIC : 28-73). Il existait une grande hétérogénéité dans la répartition des antalgiques utilisés, le mélange équimolaire d'oxygène et de protoxyde d'azote (MEOPA) était l'antalgique le plus prescrit (50 % (IC95 % : [42-55])), suivi par le paracétamol (25 %) et le néfopam (15 %). Dans le sous-groupe des luxations compliquées d'une fracture, le MEOPA était également le plus prescrit. La répartition des autres antalgiques était par ailleurs similaire. Enfin, la comparaison entre les deux équipes médicales (urgentiste vs orthopédiste) ne retrouvait aucune différence de prescription en dehors du midazolam davantage utilisé par les urgentistes (16 % vs 4 %, p=0,001). Conclusion : Il existait une grande hétérogénéité des pratiques et une sous-utilisation d'antalgiques et d'hypnotiques malgré des douleurs importantes dès l'admission. Un chemin clinique visant à améliorer cette prise en charge est proposé afin d'homogénéiser les pratiques.

Les modélisations régionales proposées sur les modules annuels et les débits moyens d'étiage des sous-bassins de la Moselle française devraient contribuer à l'amélioration des connaissances sur le fonctionnement physique actuel des hydrosystèmes. Elles s'inscrivent dans le contexte des directives de la loi Pêche et de la loi sur l'Eau et plus récemment de la Directive Cadre Européenne. Quarante neuf sous-bassins répartis en trois jeux ont permis de caler et valider un modèle régional des modules annuels et un modèle régional d'étiage. Dans le cas du bassin hydrographique de la Moselle française une certaine dépendance existe entre modèles régionaux dont la loi statistique choisie est la loi de Weibull à 2 paramètres. Une pseudo-dépendance est observée entre la loi régionale des modules annuels et la loi régionale des débits moyens d'étiage pour les années moyennes à sèches. Cette propriété va permettre en particulier l'usage d'une procédure simplifiée commune, établie à partir de la connaissance de jaugeages épisodiques d'étiage, pour l'estimation des descripteurs de débit d'un sous-bassin non observé : le module médian /qa et le débit quotidien minimal médian /vcnd=1. Pour le modèle régional d'étiage un deuxième descripteur local est nécessaire. Il s'agit d'un temps caractéristique d'étiage du sous-bassin ∆e (j) permettant de généraliser le modèle à toute durée d. Le concept débit-durée-fréquence QdF appliqué aux étiages exploite la convergence observée des distributions de différentes durées d et est indépendant de la loi fréquentielle choisie. Le caractère opérationnel de ces modélisations régionales dépend essentiellement de la précision d'estimation des descripteurs de débit du sous-bassin étudié /qa, pour les modules annuels et /vcnd=1 pour les étiages. Ces descripteurs de débit ont été estimés selon deux approches : l'approche classique par régression multiple et selon une approche simple de recherche d'un coefficient de tendance k entre jaugeages épisodiques d'étiage concomitants au sous-bassin étudié (pas ou peu d'observations) et au sous-bassin de référence (chronique de débit continue). Pour cela, un choix de cinq jaugeages d'étiage par an sur les douze dernières années en moyenne a été fait. Le descripteur de débit du sous-bassin étudié est ensuite déduit du produit de k par le descripteur de débit du sous-bassin de référence. Pour /vcnd=1, sb. étudié nous observons dans la majorité des cas une nette amélioration de l'estimation obtenue par régression, notamment une forte réduction des écarts les plus importants. Une similitude des classes de superficie entre sous-bassin étudié et sous-bassin de référence n'est pas exigée. La proximité géographique des sous-bassins semble donner de meilleurs résultats. En ce qui concerne le module médian /qasb. étudié, son estimation par régression multiple est assez performante. Parallèlement à cela, le coefficient k de tendance permet, de même que pour, une estimation cohérente de /qasb. étudié. Ce résultat un peu inattendu laisse supposer que la pseudo-dépendance observée entre modèles régionaux a bien une réalité physique. Nous avons insisté sur cette démarche "de régionalisation" nécessitant un faible investissement en mesures de débit des sous-bassins non observés par rapport au réseau national de suivi hydrométrique. Elle se présente à notre avis comme une alternative (ou complémentarité) intéressante aux méthodes de régionalisation à bases géostatistiques : telles que l'identification du voisinage hydrologique homogène du sous-bassin étudié ou encore la prise en compte de l'effet structurant du réseau hydrographique dans la cartographie du descripteur de débit. L'ensemble des connaissances relative à cette recherche est repris dans un Système d'Information Géographique pour répondre éventuellement à la demande.

La volatilisation du mercure des surfaces vers l'atmosphère et les dépôts atmosphériques du mercure sont des phénomènes importants dans la dynamique globale du mercure. Les échanges surface-atmosphère du mercure gazeux dans l'écosystème lac Ontario/fleuve Saint-Laurent sont variables dans le temps et dans l'espace. Bien que le modèle de la double couche montre que la grande partie des écosystèmes aquatiques sont en sursaturation par rapport à la constante d'Henry, des observations in situ, à l'aide de techniques de chambre à flux, montrent que des dépôts gazeux sont également possibles. Les dépôts gazeux du mercure dans l'écosystème lac Ontario/fleuve Saint-Laurent oscillent entre 0 et 4,66 ng/m2/h alors que les valeurs de volatilisation varient entre 0 et 9,28 ng/m2/h. Globalement, la volatilisation médiane du mercure est de 0,77 ng/m2/h alors que le dépôt gazeux médian est d'environ un ordre de grandeur inférieur (0,075 ng/m2/h). En été, l'ensemble des dépôts atmosphériques du mercure semble être mis à contribution lors de la volatilisation du mercure au-dessus des sols. Il semble que la majeure partie de cette volatilisation serait en fait de la ré-émission du mercure vers l'atmosphère. En hiver, seule la portion gazeuse des dépôts de mercure semble être ré-émise vers l'atmosphère. Plusieurs observations dans un marécage fluvial du lac Saint-Pierre (baie Saint-François) montrent que les flux de volatilisation du mercure sont supérieurs en période sèche qu'en période inondée (0,83 vs. 0,52 ng/m2/h). Ainsi, en période d'inondation le mercure réactif disponible pour la volatilisation serait en compétition avec les mécanismes responsables pour la méthylation du mercure (bio-disponible) et/ou la formation du sulfure de mercure (inerte sous forme de cinabre). Cet article a pour objectifs de présenter et discuter les échanges surface-atmosphère du mercure gazeux dans l'écosystème lac Ontario/fleuve Saint-Laurent.

Le Système intégré (SI) est aujourd'hui largement adopté par les milieux scientifiques pour coder et interpréter le test du Rorschach, en raison de son objectivité et de la précision des résultats fournis. Toutefois, ces qualités ne peuvent être atteintes que si nous disposons de normes appropriées. C'est dans ce but que nous avons procédé à une étude normative au Brésil et obtenu une description statistique (moyenne, écart-type, valeurs minima et maxima, médian et mode). Notre échantillon comporte 200 adultes non consultants des deux sexes recrutés à São Paulo, de 17 à 65 ans, présentant des niveaux variés de scolarisation, sans troubles psychiatriques ou psychologiques et sans traitement. Les résultats sont très différents de ceux présentés par Exner. Certaines des différences vont dans le sens des résultats obtenus dans d'autres pays (en Amérique du Sud en particulier), alors que d'autres semblent plus spécifiques. Nous approfondissons ici cette étude en divisant l'échantillon selon leur niveau socio-culturel. Nous avons pu mettre en évidence deux catégories de variables: celles qui sont sensibles au niveau socio-culturel, et celles qui sont communes à l'ensemble du groupe, quel que soit leur niveau. Nous avons réalisé les études statistiques suivantes: 1. Kolmogorov-Smirnov pour déterminer quelles variables ont une distribution normale 2. ANOVA: pour vérifier les différences de moyennes des différents groupes, quand les variables présentent une distribution normale et une homogénéité de variance. 3. Scheffe: pour établir quels groupes accusent des différences significatives. 4. Kruskal-Wallis: pour comparer les variables non paramétriques. Résultats: – Années d'étude: il existe une différence significative entre tous les niveaux socio-économiques. – R: tous les groupes sont significativement différents. Un plus grand nombre de réponses se trouve au niveau socio-économique supérieur. – P: Les groupes présentent des différences significatives, le niveau socio-économique supérieur donnant plus de réponses banales. – Lambda: il existe des différences marquées entre les groupes. La valeur la plus basse est données par le groupe de niveau socio-économique supérieur. – XA%, X +%, Xu% et X–%: Il est intéressant de constater que ces variables ne changent pas en fonction du niveau socio-économique, montrant une grande similitude dans la perception et la traduction des stimuli de la réalité. – M, Blends, Diffusion (Y), Reflets, Sum H, GHR, DQ + et Zf: Les groupes présentent des différences significatives, le niveau socio-économique supérieur donnant les valeurs les plus élevées pour toutes ces variables. – Scores D, AdjD, WSum6, Ego Index, PHR: Nous ne trouvons aucune différence significative entre les groupes. – Resources de la personnalité: Nous constatons que les personnes du groupe socio-économique le plus élevé utilisent mieux leurs ressources émotionnelles que les personnes aux niveaux plus bas. Il est probable que les stimulations apportées par leurs expériences de vie ont contribué à un développement émotionnel plus adéquat, favorisant l'utilisation de leurs ressources (Lambda, WSumC, M, Sum H, GHR). Toutefois, les personnes du groupe socio-économique le plus bas ne présentent pas plus d'indication de pathologie que les groupes les plus élevés, étant donné que nous ne trouvons pas de différence dans les variables qui pourraient indiquer, par exemple, des troubles de la pensée (WSum6), de la perception de la réalité (qualité formelle), du contrôle et de la tolérance au stress (Scores D), ou des difficultés dans la représentation humaine (PHR).

Contexte et objectif : Évaluer l'activité physique (AP) et ses déterminants chez les survivantes du cancer du sein (SCS), fréquentant un hôpital tunisien, ainsi qu'évaluer leur qualité de vie (QV) et examiner la relation entre l'AP et la QV des SCS. Méthodes : Nous avons mené une étude transversale parmi les SCS fréquentant les cliniques ambulatoires d'oncologie, de gynécologie et de radiothérapie d'un hôpital tunisien en avril 2022 à l'aide d'un questionnaire auto-administré. La version arabe valide de la version courte du questionnaire international sur l'activité physique a été utilisée pour évaluer l'AP et le temps passé en position assise. La qualité de vie a été évaluée à l'aide de la version arabe valide de l'enquête sur la santé en 12 points (Short-Form Health Survey). Résultats : Au total, 95 SCS ont été recrutés. Les SCS ont rapporté des niveaux modérés d'activité physique avec un MET médian de 1440 (IQR 680- 2400) minutes/semaine et un temps moyen de position assise de 281.79±134.36 minutes/jour. Dans l'ensemble, les patients âgés de 50 ans et plus avaient un temps d'assise significativement plus faible (231.43±129.32vs 332.14±121.63, p= 0.04). De même, les sujets âgés de 50 ans et plus, et d'origine rurale avaient des niveaux plus élevés d'AP (1908.5 (IQR 939.7-3268.5) vs. 1266 (IQR 471-2946), p= 0.114 et 1788.5 (IQR 1072.5-3252) vs. 1440 (IQR 537-3057), p= 0.259 respectivement). En ce qui concerne la qualité de vie des SCS, ils ont montré une incapacité modérée dans la composante physique.....( résumé tronqué à 250 mots).

Le problème du médian est un des problèmes les plus étudiés en théorie des espaces métriques. Nous l'étudions dans les graphes médians d'un point de vue algorithmique. Nous présentons un algorithme linéaire basé sur un calcul rapide des classes de parallélisme des arêtes (les Thêta-classes) via un parcours en largeur particulier (LexBFS). Nous donnons également un algorithme linéaire pour le problème du médian dans les l1-complexes cubiques des graphes médians et dans les structures d'évènements.Ensuite, nous présentons une caractérisation des graphes aux médians connexes dans la p-ième puissance Gp du graphe et donnons une méthode polynomiale pour vérifier si un graphe est un graphe aux médians Gp-connexes, étendant un résultat de Bandelt et Chepoi (cas p=1). Nous utilisons cette caractérisation pour montrer que certaines classes de graphes sont G2-connexes, comme les graphes de Helly bipartis et les graphes pontés. Nous travaillons également sur l'aspect axiomatique en étudiant l'ABC-problème, qui consiste à déterminer les graphes (nommés ABC-graphes) dans lesquels la fonction médian est l'unique fonction consensus respectant trois axiomes simples (A) Anonymat, (B) Intervalle (Betweeness) et (C) Cohérence. Nous montrons que les graphes modulaires aux médians G2-connexes sont des ABC-graphes et définissons de nouveaux axiomes pour caractériser la fonction médian dans d'autres classes de graphes, comme les graphes aux médians connexes. Nous prouvons également que les graphes respectant la propriété d'appariement (qui sont des ABC-graphes) est une sous-classe propre des graphes de Helly bipartis et étudions la complexité de la reconnaissance de ces graphes
The median problem is one of the most investigated problem in metric graph theory. We will start by studying this problem in median graphs. We present a linear time algorithm based on the majority rule which characterize the median in median graphs and on a fast computation of the parallelism classes of the edges (the \Theta-classes) via LexBFS which is a particular breadth first search algorithm.We also provide linear time algorithms to compute the median set in the l_1-cube complexes of median graphs and in event structures. Then, we provide a characterization of the graphs with connected medians in the pth power of the graph and provide a polynomial method to check if a graph is a G^p-connected median graph, extending a result of Bandelt and Chepoi (case p=1). We use this characterization to prove that some important graph classes in metric graph theory have G2-connected medians, such as bipartite Helly graphs and bridged graphs. We will also studied the axiomatic aspect of the median function by investigating the ABC-problem, which determine the graphs (named ABC-graphs) in which the median function is the only consensus function verifying three simples axioms (A) Anonymat, (B) Betweeness and (C) Consistency. We show that modular graphs with G2-connected medians are ABC-graphs and define new axioms allowing us to characterize the median function on some graph classes. For example the graphs with connected medians (including Helly graphs). We also show that a known class of ABC-graphs (graphs satisfying the pairing property) is a proper subclass of bipartite Helly graphs and we investigate their recognition