ARTICLE
Auteur(s) : Anne CM Thiébaut1, Véronique
Chajès2, Françoise Clavel-Chapelon1, Mariette
Gerber3
1Equipe E3N-EPIC, Inserm, Institut Gustave Roussy,
39, rue Camille-Desmoulins, 94805 Villejuif Cedex
2Institut Gustave Roussy, 39, rue Camille-Desmoulins,
94805 Villejuif Cedex
3Inserm, CRLC, 34298 Montpellier Cedex 5, France
Le cancer du sein est aujourd’hui le plus fréquent des cancers
féminins en Europe de l’Ouest, en Amérique du Nord et au Japon [1].
En France, il représentait environ 42 000 nouveaux cas en 2000 et
12 000 décès, soit 20 % des décès par cancer [2]. Parmi les
facteurs de risque pouvant faire l’objet d’une prévention primaire,
l’alimentation présente un fort potentiel puisqu’une modification
adéquate des habitudes alimentaires permettrait d’éviter la moitié
des décès par cancer du sein [3]. Cependant, le rôle de
l’alimentation, en particulier celui des acides gras insaturés, n’a
pu encore être établi avec certitude. En 1997, les experts
américains du World Cancer Research Fund [4], s’appuyant sur la
littérature existante, concluaient à l’absence d’association entre
risque de cancer du sein et apports en acides gras mono-insaturés
(AGMI) et polyinsaturés (AGPI). Néanmoins, l’absence de distinction
entre les différents types d’AGPI, en particulier les séries n-3 et
n-6, pourrait empêcher la mise en évidence d’une association entre
AGPI et cancer du sein, par exemple si leurs effets
s’annulaient.Depuis cette revue, de nombreuses études ont été
publiées portant sur les apports en acides gras spécifiques,
estimés soit à l’aide de questionnaires alimentaires, soit par des
marqueurs biologiques de l’apport alimentaire (teneurs en acides
gras dans les phospholipides du sérum, les membranes
érythrocytaires, le tissu adipeux mammaire ou fessier). Une revue
de la littérature épidémiologique a donc été réalisée afin
d’évaluer la connaissance fournie par les études cas-témoins et
prospectives sur le rôle des acides gras insaturés dans l’étiologie
mammaire.
Acides gras mono-insaturés, acide oléique et cancer du
sein
Une méta-analyse récente [5] incluant 17 études cas-témoins et 8
études de cohorte avec questionnaires alimentaires, ajustées ou non
sur l’apport énergétique, ne met en évidence aucune association
entre apport en AGMI totaux et risque de cancer du sein, avec un
méta-RR estimé à 1,12 (IC95 % = 0,94-1,32) pour les études
cas-témoins et à 1,10 (IC95 % = 0,83-1,44) pour les études
prospectives. L’ensemble des études sélectionnées selon nos propres
critères est en accord avec ces conclusions (tableau 1( Tableau 1 )). Ainsi, sur 20 études cas-témoins
utilisant un questionnaire alimentaire et ajustant sur l’apport
énergétique, 4 trouvent un risque de cancer du sein
significativement augmenté par un apport élevé en AGMI, 3 un risque
significativement diminué. Sur 13 études de cohorte, 3 mettent en
évidence une association positive et 2 une association négative.
Notons que seulement 3 études cas-témoins [6-8] et 4 études de
cohorte [9-12] ont étudié l’apport en acide oléique spécifiquement
et toutes trouvent un RR inférieur à 1.
L’huile d’olive étant la source principale d’acide oléique dans
les pays méditerranéens, les études ayant examiné la relation entre
consommation d’huile d’olive et cancer du sein ont également été
prises en compte. Huit études cas-témoins et une étude de cohorte
ont étudié la relation entre cancer du sein et consommation d’huile
d’olive : 1 en Grèce [13], 2 en Italie [14, 15], 2 en Espagne
[6, 16], 1 au Portugal [17], 2 en France [18, 19] et 1 en Suisse
[20]. Trois études sur 8 trouvent un risque significativement
diminué de 11 à 34 % avec une consommation importante d’huile
d’olive [6, 13, 15], 4 autres sont en faveur d’un risque diminué de
12 à 60 % mais non significatif [14, 16, 19, 20]. Seule
l’étude portugaise détecte une association positive avec un risque
de cancer du sein multiplié par 2,5 pour les quartiles extrêmes
[17]. Lipworth et al. [21] ont publié une revue détaillée de la
relation entre cancer du sein et consommation d’huile d’olive et
concluent à un effet bénéfique de l’huile d’olive, modeste
cependant, avec un méta-OR de 0,79 (IC95 % 0,67-0,92) pour les
catégories de consommation les plus élevées, basé sur 3 études
publiées avant 1995 et ajustant sur l’apport calorique total [6,
13, 15].
Parmi les études utilisant des prélèvements biologiques, une
étude cas-témoins (tissu adipeux mammaire) montre une association
négative significative avec un OR de 0,4 [22] et une étude
prospective (membranes érythrocytaires) indique une association
fortement positive et significative, avec un OR égal à 2,8 [23].
Notons que, dans l’étude européenne multicentrique Euramic [24] qui
porte sur 291 cas de cancer du sein en post-ménopause, une
association négative apparaît pour les 5 centres réunis mais est en
fait due au seul centre d’Europe du Sud, Malaga en Espagne, où l’OR
associé à un incrément de 4,86 % d’acide oléique est estimé à
0,40 (IC95 % = 0,28-0,58). Ce même OR est estimé à 1,27
(IC95 % = 0,88-1,85) pour les 4 autres centres combinés,
Irlande, Pays-Bas, Allemagne et Suisse. Deux études seulement ont
étudié séparément les femmes non ménopausées et ménopausées et
leurs résultats, non significatifs dans les deux cas, ne suggèrent
pas de différence selon le statut ménopausique [25, 26]. Les
résultats des études utilisant des biomarqueurs de l’acide oléique
sont difficiles à interpréter car les AGMI sont synthétisés par le
corps humain et la corrélation entre concentration dans les tissus
et apports alimentaires est donc relativement faible.
Tableau 1 Risques relatifs de cancer du sein et apport
en acides gras mono-insaturés (AGMI) totaux ou acide oléique
|
Étude (pays)
|
Nutriment considéré
|
Sous-groupe
|
Comparaison
|
RR
|
IC95 %
|
p de tendance
|
|
A. Études cas-témoins utilisant un questionnaire alimentaire
|
|
Katsouyanni 1988 (GR)*
|
AGMI totaux
|
|
déciles
|
1,47
|
0,68
|
3,19
|
0,32
|
|
Toniolo 1989 (IT)*
|
AGMI totaux
|
|
quartiles
|
1,30
|
nd
|
nd
|
0,81
|
|
Shun-Zhang 1990 (CH)*
|
AGMI totaux
|
|
continu
|
1,89
|
1,12
|
3,20
|
0,017
|
|
Ferraroni 1991 (IT)
|
AGMI totaux
|
|
quintiles
|
1,10
|
0,50
|
2,80
|
0,89
|
|
Ingram 1991 (AU)*
|
AGMI totaux
|
|
médiane
|
1,40
|
0,70
|
2,60
|
-
|
|
Zaridze 1991 (RU)*
|
AGMI totaux
|
post
|
quartiles
|
1,80
|
0,19
|
16,70
|
0,66
|
|
London 1993 (US)
|
AGMI totaux
|
post
|
quintiles
|
1,70
|
1,00
|
2,80
|
0,12
|
|
Katsouyanni 1994 (GR)*
|
AGMI totaux
|
|
continu
|
0,98
|
0,89
|
1,07
|
-
|
|
Landa 1994 (ES)*
|
AGMI totaux
|
|
tertiles
|
0,30
|
0,12
|
0,74
|
0,005
|
|
Martin-Moreno 1994 (ES)*
|
Acide oléique
|
pré
|
quartiles
|
0,78
|
0,42
|
1,45
|
0,07
|
|
post
|
quartiles
|
0,73
|
0,46
|
1,17
|
0,28
|
|
Qi 1994 (CH)
|
AGMI totaux
|
|
quartiles
|
3,14
|
1,46
|
6,73
|
nd
|
|
Yuan 1995 (CH)*
|
AGMI totaux
|
|
continu
|
1,20
|
0,70
|
2,20
|
-
|
|
Franceschi 1996 (IT)*
|
Acide oléique
|
|
quintiles
|
0,81
|
0,68
|
0,97
|
0,06
|
|
Nunez 1996 (ES)*
|
AGMI totaux
|
|
tertiles
|
1,50
|
0,73
|
3,10
|
nd
|
|
Witte 1997 (US + CA)*
|
Acide oléique
|
pre
|
quartiles
|
0,40
|
0,20
|
0,90
|
0,02
|
|
Cade 1998 (UK)*
|
AGMI totaux
|
|
quartiles
|
0,86
|
0,41
|
1,80
|
0,37
|
|
De Stefani 1998 (UR)*
|
AGMI totaux
|
|
quartiles
|
2,48
|
1,50
|
4,09
|
0,001
|
|
Männistö 1999 (FI)
|
AGMI totaux
|
pré
|
quintiles
|
0,80
|
0,30
|
1,90
|
nd
|
|
Amaral 2002 (PO)
|
AGMI totaux
|
|
quartiles
|
1,50
|
0,70
|
3,32
|
nd
|
|
Hermann 2002 (AL)
|
AGMI totaux
|
|
quartiles
|
1,04
|
0,57
|
1,89
|
0,67
|
|
Nkondjock 2003 (CA)
|
Acide oléique
|
|
quartiles
|
0,97
|
0,65
|
1,44
|
0,58
|
|
B. Études cas-témoins utilisant des biomarqueurs
|
|
Zaridze 1990 (RU)
|
Acide oléique
|
pré
|
médiane
|
0,71
|
0,21
|
2,41
|
0,58
|
|
post
|
médiane
|
0,63
|
0,21
|
1,88
|
0,40
|
|
London 1993 (US)
|
Acide oléique
|
post
|
quintiles
|
1,20
|
0,70
|
1,90
|
0,52
|
|
Vatten 1993 (NO)
|
Acide oléique
|
pré
|
quartiles
|
0,60
|
0,30
|
1,30
|
0,18
|
|
Petrek 1994 (US)
|
Acide oléique
|
|
quartiles
|
1,47
|
0,71
|
3,03
|
0,60
|
|
Euramic Malaga 1998 (SP)
|
Acide oléique
|
post
|
quartiles
|
0,40
|
0,28
|
0,58
|
nd
|
|
Euramic Zeist 1998 (NL)
|
Acide oléique
|
post
|
quartiles
|
2,36
|
1,01
|
5,50
|
nd
|
|
Klein 2000 (FR)
|
Acide oléique
|
|
quartiles
|
1,26
|
0,48
|
3,34
|
0,61
|
|
Maillard 2002 (FR)
|
Acide oléique
|
|
tertiles
|
0,41
|
0,21
|
0,82
|
0,002
|
|
C. Études prospectives utilisant un questionnaire alimentaire
|
|
Howe 1991 (CA)*
|
AGMI totaux
|
|
quartiles
|
1,23
|
0,81
|
1,89
|
0,04
|
|
Kushi 1992 (US)*
|
AGMI totaux
|
|
quartiles
|
1,08
|
0,80
|
1,46
|
0,82
|
|
Toniolo 1994 (US)
|
Acide oléique
|
|
quintiles
|
1,57
|
0,90
|
2,71
|
0,24
|
|
Gaard 1995 (NO)*
|
AGMI totaux
|
|
quartiles
|
1,72
|
1,19
|
2,49
|
0,01
|
|
Wolk 1998 (SW)*
|
AGMI totaux
|
|
quartiles
|
0,95
|
0,72
|
1,24
|
0,38
|
|
Holmes 1999 (US)
|
Acide oléique
|
|
continu
|
0,86
|
0,77
|
0,96
|
-
|
|
Velie 2000 (US)
|
Acide oléique
|
post
|
quintiles
|
0,88
|
0,62
|
1,25
|
0,92
|
|
Thiébaut 2001 (FR)
|
AGMI totaux
|
|
quartiles
|
1,22
|
0,93
|
1,59
|
nd
|
|
Horn-Ross 2002 (US)
|
Acide oléique
|
|
quintiles
|
0,90
|
0,60
|
1,20
|
0,50
|
|
Voorrips 2002 (NL)*
|
Acide oléique
|
post
|
quintiles
|
0,67
|
0,44
|
1,03
|
0,001
|
|
Wirfält 2002 (SW)
|
AGMI totaux
|
post
|
quintiles
|
2,01
|
1,19
|
3,38
|
0,001
|
|
Cho 2003 (US)*
|
AGMI totaux
|
pré
|
quintiles
|
1,26
|
0,99
|
1,60
|
0,06
|
|
Gago-Dominguez 2003 (SI)
|
AGMI totaux
|
|
quartiles
|
1,02
|
0,73
|
1,43
|
0,90
|
|
D. Études prospectives utilisant des biomarqueurs
|
|
Chajès 1999 (SW)
|
Acide oléique
|
|
quartiles
|
2,25
|
0,98
|
5,17
|
0,21
|
|
Pala 2001 (IT)
|
Acide oléique
|
|
tertiles
|
2,79
|
1,24
|
6,28
|
0,01
|
|
Saadatian-Elahi 2002 (US)
|
AGMI totaux
|
pré
|
quartiles
|
0,96
|
0,37
|
2,45
|
0,91
|
|
post
|
quartiles
|
1,84
|
0,72
|
4,71
|
0,13
|
Acide linoléique, diènes conjugués et cancer du sein
Parmi les études s’appuyant sur des questionnaires alimentaires,
trois études cas-témoins sur cinq suggèrent une association
négative (OR = 0,3-0,7) avec un apport élevé d’acide linoléique [7,
27, 28] (tableau 2( Tableau 2 )). Une
étude de cohorte sur cinq montre également une diminution de risque
significative mais de 5 % seulement [9]. Sur cinq études
cas-témoins avec prélèvements biologiques, deux font apparaître une
association négative significative [25, 29] et une seule une
association positive [22]. Parmi les trois études de cohorte, une
seule met en évidence un risque significativement diminué de
56 % [23]. Ces conclusions contradictoires se révèlent très
liées au type de biomarqueur utilisé. Ainsi, l’étude de cohorte
[23] et les deux études cas-témoins qui ont également montré une
association négative [25, 29] ont analysé les taux d’acide
linoléique dans les phospholipides du sérum ou des membranes
érythrocytaires. Les cinq autres études, à partir de biopsies de
tissu adipeux, ne montrent au contraire pas d’association, sauf une
dans le sens opposé [22].
Zock et Katan [30] ont combiné les OR de 16 études cas-témoins
publiées avant 1996, 13 portant sur des données alimentaires, 3 sur
des prélèvements biologiques, représentant 6 910 cas et 8 536
témoins, et concluent à l’absence d’effet délétère de l’acide
linoléique sur le risque de cancer du sein avec un méta-OR de 0,84
(IC95 % = 0,71-1,00). Les estimations de risque issues des
études prospectives sont toutes proches de 1.
En ce qui concerne l’apport en acide gras linoléique conjugué
(CLA), seulement une étude cas-témoins [31] et une étude de cohorte
[12] avec des données de consommation alimentaire ont été publiées,
la première trouvant un risque significativement diminué (OR = 0,3)
et la seconde un risque augmenté avec une tendance significative
(RR = 1,24). Les études portant sur des biomarqueurs sont tout
aussi discordantes : une étude cas-témoins analysant les CLA
du sérum trouve un risque significativement diminué de 80 % en
post-ménopause [31] tandis qu’une autre étude cas-témoins utilisant
du tissu adipeux mammaire suggère un excès de risque de plus de
80 % mais non significatif [32].
Tableau 2 Risques relatifs de cancer du sein et apport
en acide linoléique ou ses conjugués (CLA)
|
Étude (pays)
|
Nutriment considéré
|
Sous-groupe
|
Comparaison
|
RR
|
IC95 %
|
p de tendance
|
|
A. Études cas-témoins utilisant un questionnaire alimentaire
|
|
Martin-Moreno 1994 (ES)
|
Linoléique
|
pré
|
quartiles
|
1,46
|
0,86
|
2,49
|
0,39
|
|
post
|
quartiles
|
1,20
|
0,81
|
1,71
|
0,31
|
|
Franceschi 1996 (IT)
|
Linoléique
|
|
quintiles
|
0,69
|
|
|
0,001
|
|
Witte 1997 (US + CA)
|
Linoléique
|
pré
|
quartiles
|
0,30
|
0,10
|
0,70
|
0,01
|
|
De Stefani 1998 (UR)
|
Linoléique
|
|
quartiles
|
0,72
|
0,44
|
1,19
|
0,25
|
|
Aro 2000 (FI)
|
CLA
|
post
|
quintiles
|
0,30
|
0,10
|
0,70
|
nd
|
|
Nkondjock 2003 (CA)
|
Linoléique
|
|
quartiles
|
0,90
|
0,61
|
1,34
|
0,70
|
|
B. Études cas-témoins utilisant des biomarqueurs
|
|
Zaridze 1990 (RU)
|
Linoléique
|
pré
|
médiane
|
0,25
|
0,07
|
0,93
|
0,039
|
|
post
|
médiane
|
0,46
|
0,14
|
1,48
|
0,19
|
|
Vatten 1993 (NO)
|
Linoléique
|
pré
|
quartiles
|
0,40
|
0,20
|
1,00
|
0,02
|
|
Petrek 1994 (US)
|
Linoléique
|
|
|
0,58
|
0,29
|
1,16
|
0,16
|
|
Aro 2000 (FI)
|
CLA
|
post
|
quintiles
|
0,20
|
0,10
|
0,60
|
nd
|
|
Klein 2000 (FR)
|
Linoléique
|
|
quartiles
|
0,70
|
0,27
|
1,82
|
0,55
|
|
Maillard 2002 (FR)
|
Linoléique
|
|
tertiles
|
2,31
|
1,15
|
4,67
|
0,06
|
|
CLA
|
|
tertiles
|
1,83
|
0,90
|
3,71
|
0,10
|
|
C. Études prospectives utilisant un questionnaire alimentaire
|
|
Toniolo 1994 (US)
|
Linoléique
|
|
quintiles
|
1,13
|
0,65
|
1,98
|
0,47
|
|
Holmes 1999 (US)
|
Linoléique
|
|
continu
|
0,95
|
0,92
|
0,98
|
-
|
|
Velie 2000 (US)
|
Linoléique
|
post
|
quintiles
|
1,05
|
0,82
|
1,34
|
0,44
|
|
Horn-Ross 2002 (US)
|
Linoléique
|
|
quintiles
|
0,90
|
0,70
|
1,30
|
0,90
|
|
Voorrips 2002 (NL)
|
Linoléique
|
post
|
quintiles
|
0,96
|
0,71
|
1,31
|
0,67
|
|
CLA
|
post
|
quintiles
|
1,24
|
0,91
|
1,69
|
0,02
|
|
D. Études prospectives utilisant des biomarqueurs
|
|
Chajès 1999 (SW)
|
Linoléique
|
|
quartiles
|
1,41
|
0,67
|
2,94
|
0,37
|
|
Pala 2001 (IT)
|
Linoléique
|
post
|
tertiles
|
0,44
|
0,20
|
1,00
|
0,06
|
|
Saadatian-Elahi 2002 (US)
|
Linoléique
|
pré
|
quartiles
|
1,11
|
0,42
|
2,94
|
0,93
|
|
post
|
quartiles
|
1,04
|
0,40
|
2,67
|
0,94
|
Acide α-linolénique et cancer du sein
Trois études cas-témoins [8, 27, 28] et deux études de cohorte [9,
12] ont estimé l’apport en acide α-linolénique (ou linolénique) à
l’aide d’un questionnaire alimentaire (tableau 3( Tableau 3 )). Trois d’entre elles trouvent un
risque diminué d’environ 30 %, dont deux significativement
[12, 27]. Les deux autres montrent un risque supérieur à 1, voire
plus que triplé pour le quartile d’apport le plus élevé comparé au
plus faible dans l’étude uruguayenne où la consommation de viande
(une des sources de l’acide α-linolénique) est très importante
[28].
Les résultats apparaissent également contradictoires au regard
des six études cas-témoins et des trois études de cohorte fondées
sur des prélèvements biologiques : deux études utilisant du
tissu adipeux mammaire [22, 33] font apparaître une réduction de
risque de cancer du sein de 55-60 % tandis que les études
utilisant les phospholipides du sérum ou des membranes
érythrocytaires ne montrent pas d’association, à l’exception d’une
étude sur les phospholipides sériques qui trouve un risque diminué
de 40 % non significatif [29]. Notons que l’apport en acide
α-linolénique peut être un marqueur de la consommation de viande,
sa source principale dans un grand nombre de populations, mais cet
acide gras est également présent dans de nombreux végétaux.
Tableau 3 Risques relatifs de cancer du sein et apport
en acide α-linolénique (ALA) ou linolénique (LN)
|
Étude (pays)
|
Nutriment considéré
|
Sous-groupe
|
Comparaison
|
RR
|
IC95 %
|
p de tendance
|
|
A. Études cas-témoins utilisant un questionnaire alimentaire
|
|
Franceschi 1996 (IT)
|
ALA
|
|
quintiles
|
0,69
|
|
|
0,001
|
|
De Stefani 1998 (UR)
|
ALA
|
|
quartiles
|
3,24
|
1,89
|
5,58
|
0,001
|
|
Nkondjock 2003 (CA)
|
ALA
|
|
quartiles
|
1,27
|
0,85
|
1,89
|
0,28
|
|
B. Études cas-témoins utilisant des biomarqueurs
|
|
London 1993 (US)
|
ALA
|
post
|
quintiles
|
0,90
|
0,60
|
1,50
|
0,59
|
|
Vatten 1993 (NO)
|
ALA
|
pré
|
quartiles
|
0,60
|
0,30
|
1,40
|
0,15
|
|
Euramic Malaga 1998 (SP)
|
ALA
|
post
|
tertiles
|
1,92
|
0,76
|
4,85
|
0,27
|
|
Euramic Zurich 1998 (SZ)
|
ALA
|
post
|
tertiles
|
0,54
|
0,22
|
1,30
|
0,52
|
|
Klein 2000 (FR)
|
ALA
|
|
quartiles
|
0,36
|
0,12
|
1,02
|
0,026
|
|
Bagga 2002 (US)
|
ALA
|
|
|
1,02
|
0,99
|
1,06
|
0,20
|
|
Maillard 2002 (FR)
|
ALA
|
|
tertiles
|
0,39
|
0,19
|
0,78
|
0,01
|
|
C. Études prospectives utilisant un questionnaire alimentaire
|
|
Holmes 1999 (US)
|
LN
|
|
continu
|
0,75
|
0,54
|
1,03
|
-
|
|
Voorrips 2002 (NL)
|
LN
|
post
|
quintiles
|
0,70
|
0,51
|
0,97
|
0,006
|
|
D. Études prospectives utilisant des biomarqueurs
|
|
Chajès 1999 (SW)
|
ALA
|
|
quartiles
|
1,36
|
0,63
|
2,96
|
0,42
|
|
Pala 2001 (IT)
|
ALA
|
post
|
tertiles
|
1,38
|
0,70
|
2,70
|
0,35
|
|
Saadatian-Elahi 2002 (US)
|
ALA
|
pré
|
quartiles
|
0,97
|
0,41
|
2,26
|
0,84
|
|
Saadatian-Elahi 2002 (US)
|
ALA
|
post
|
quartiles
|
0,64
|
0,26
|
1,57
|
0,23
|
AGPI n-3 à longue chaîne et cancer du sein
Deux études cas-témoins [8, 34] et deux études de cohorte [9, 12]
ont estimé les apports en acide éicosapentaénoïque (EPA) et acide
docosahexaénoïque (DHA) à l’aide d’un questionnaire alimentaire
(tableau 4( Tableau 4 )). Seule une
étude trouve une association significative mais très modérée, avec
un excès de risque de 6 % pour un apport élevé en EPA et de
4 % pour un apport élevé en DHA [9]. Cette même étude trouve
un RR significatif de 1,08 pour un apport important d’AGPI n-3 en
provenance du poisson. Deux autres études de cohorte [35, 36] ont
étudié les apports totaux en AGPI n-3 à longue chaîne ou provenant
du poisson : aux États-Unis, aucune association n’est mise en
évidence [35], tandis qu’en Chine, où la consommation de poisson
est nettement plus importante, une diminution significative du
risque de cancer du sein de 32 % est mise en évidence chez les
femmes ménopausées ayant un apport important d’AGPI n-3 par le
poisson [36]. Plus nombreuses que les études sur les apports en
AGPI n-3 à longue chaîne qui sont un marqueur de la consommation de
poisson, les études épidémiologiques prospectives ayant investigué
la relation entre cancer du sein et consommation de poisson ont
fait récemment l’objet d’une méta-analyse [37]. Celle-ci ne met en
évidence aucune association entre le risque de cancer du sein et la
consommation de poisson ou de fruits de mer, avec des RR de 1,01
(IC95 % = 0,87-1,17) et 0,77 (IC95 % = 0,39-1,53)
respectivement pour un incrément de 100 g.
Les études reposant sur des prélèvements biologiques sont un peu
plus nombreuses : six études cas-témoins et trois études de
cohorte. Toutes les études concernant la concentration en EPA sont
non significatives, sauf une étude de cohorte qui trouve une
réduction de 50 % à la limite de la significativité [38]. Une
étude cas-témoins met en évidence une réduction significative de
risque de près de 70 % avec un taux élevé en DHA dans le tissu
adipeux mammaire [22], tandis qu’une étude de cohorte montre une
réduction de 52 % à la limite de la significativité pour un
taux élevé dans les membranes érythrocytaires [23]. Une autre étude
suggère une diminution du risque de moindre ampleur, inférieure à
10 %, lorsque les taux d’EPA et de DHA du tissu adipeux
mammaire sont additionnés [39]. Une étude enfin a examiné les taux
d’AGPI n-3 à longue chaîne et, contrairement aux études
précédentes, semble indiquer un risque augmenté mais non
significatif [33].
Tableau 4 Risques relatifs de cancer du sein et apport
en AGPI n-3 à longue chaîne (n-3 LC)
|
Étude (pays)
|
Nutriment considéré
|
Sous-groupe
|
Comparaison
|
RR
|
IC95 %
|
p de tendance
|
|
A. Études cas-témoins utilisant un questionnaire alimentaire
|
|
London 1993 (US)
|
EPA + DHA
|
post
|
quintiles
|
1,00
|
0,60
|
1,70
|
0,82
|
|
Nkondjock 2003 (CA)
|
EPA
|
|
quartiles
|
1,23
|
0,82
|
1,83
|
0,48
|
|
DHA
|
|
quartiles
|
0,98
|
0,66
|
1,46
|
0,59
|
|
B. Études cas-témoins utilisant des biomarqueurs
|
|
London 1993 (US)
|
EPA
|
post
|
quintiles
|
0,70
|
0,40
|
1,10
|
0,22
|
|
DHA
|
post
|
quintiles
|
1,10
|
0,60
|
1,70
|
0,59
|
|
Vatten 1993 (NO)
|
EPA
|
pré
|
quartiles
|
0,90
|
0,40
|
2,00
|
0,85
|
|
DHA
|
pré
|
quartiles
|
0,60
|
0,30
|
1,30
|
0,41
|
|
Euramic Malaga 1998 (SP)
|
DHA
|
post
|
|
3,84
|
1,49
|
9,87
|
0,01
|
|
Euramic Zeist 1998 (NL)
|
DHA
|
post
|
|
0,35
|
0,14
|
0,89
|
0,03
|
|
Klein 2000 (FR)
|
n-3 LC
|
|
quartiles
|
2,66
|
0,80
|
8,89
|
0,14
|
|
Bagga 2002 (US)
|
EPA + DHA
|
|
|
0,92
|
0,84
|
1,01
|
0,06
|
|
Maillard 2002 (FR)
|
DHA
|
|
tertiles
|
0,31
|
0,13
|
0,75
|
0,016
|
|
C. Études prospectives utilisant un questionnaire alimentaire
|
|
Holmes 1999 (US)
|
n-3 poisson
|
|
continu
|
1,08
|
1,03
|
1,13
|
-
|
|
EPA
|
|
continu
|
1,06
|
1,02
|
1,10
|
-
|
|
DHA
|
|
continu
|
1,04
|
1,01
|
1,06
|
-
|
|
Voorrips 2002 (NL)
|
EPA
|
post
|
quintiles
|
0,98
|
0,72
|
1,35
|
0,87
|
|
DHA
|
post
|
quintiles
|
1,00
|
0,72
|
1,37
|
0,70
|
|
Cho 2003 (US)
|
n-3 LC
|
pré
|
quintiles
|
1,01
|
0,78
|
1,31
|
0,50
|
|
Gago-Dominguez 2003 (SI)
|
n-3 poisson
|
pré
|
quartiles
|
0,90
|
0,49
|
1,65
|
0,93
|
|
post
|
quartiles
|
0,68
|
0,47
|
0,97
|
0,02
|
|
D. Études prospectives utilisant des biomarqueurs
|
|
Chajès 1999 (SW)
|
EPA
|
|
quartiles
|
0,51
|
0,25
|
1,03
|
0,081
|
|
DHA
|
|
quartiles
|
0,92
|
0,42
|
2,02
|
0,41
|
|
Pala 2001 (IT)
|
EPA
|
post
|
tertiles
|
0,76
|
0,35
|
1,62
|
0,46
|
|
DHA
|
post
|
tertiles
|
0,48
|
0,23
|
1,00
|
0,05
|
|
Saadatian-Elahi 2002 (US)
|
EPA
|
pré
|
quartiles
|
0,82
|
0,32
|
2,11
|
0,46
|
|
EPA
|
post
|
quartiles
|
0,91
|
0,32
|
2,62
|
0,99
|
|
DHA
|
pré
|
quartiles
|
0,83
|
0,27
|
2,58
|
0,51
|
|
DHA
|
post
|
quartiles
|
0,67
|
0,27
|
1,70
|
0,41
|
Interaction entre acides gras polyinsaturés n-3 et n-6, et
antioxydants
Plutôt que les apports en AGPI n-3 et n-6 pris individuellement,
plusieurs études expérimentales suggèrent que c’est l’équilibre
entre ces deux séries d’AGPI qui pourrait influencer l’apparition
du cancer du sein [40]. Encore très peu d’études épidémiologiques
ont examiné cette question (tableau 5( Tableau
5 )). Une étude cas-témoins [41] fondée sur les apports
alimentaires estimés en acides gras a montré, chez les femmes non
ménopausées uniquement et pour des témoins en population générale,
une diminution du risque de cancer du sein de 50 % pour le
quartile du rapport AGPI n-3/n-6 le plus élevé comparé au plus
faible. Une autre étude cas-témoins [8] rapporte un risque de
cancer du sein augmenté mais non significatif et une étude de
cohorte [42] indique une diminution de risque de 33 % proche
de la significativité. Une autre étude de cohorte [36] a montré une
augmentation significative du risque de cancer du sein en relation
avec des apports élevés en AGPI n-6, seulement dans le plus bas
quartile d’apport en AGPI n-3. Aucune relation n’est trouvée entre
apports élevés en AGPI n-6 et risque de cancer du sein dans les
quartiles supérieurs d’apports en AGPI n-3. Enfin, trois études
cas-témoins fondées sur l’utilisation de biomarqueurs [22, 39, 43]
ont mis en évidence un OR diminué avec un rapport AGPI n-3/n-6
élevé, dont un significatif. Ces données suggèrent bien une
interaction entre AGPI n-6 et n-3 dans la survenue du cancer du
sein.
Par ailleurs, les données expérimentales récentes montrent que
l’effet inhibiteur des AGPI n-3 sur la croissance tumorale mammaire
est supprimé par l’apport de vitamine E, principale vitamine
antioxydante [44]. Une seule étude épidémiologique, de type
cas-témoins, a examiné la relation entre apports en acides gras et
risque de cancer du sein, en fonction des apports alimentaires en
vitamine E [8]. La seule interaction mise en évidence concerne
l’apport en acide arachidonique (20:4n-6) avec l’apport en vitamine
E chez les femmes ménopausées : chez les faibles
consommatrices de vitamine E, un apport élevé d’acide arachidonique
est associé à une diminution de risque de cancer du sein tandis
qu’il est associé à une augmentation de risque chez les fortes
consommatrices de vitamine E.
Tableau 5 Risques relatifs de cancer du sein et rapport
AGPI n-3/n-6
|
Étude (pays)
|
Nutriment considéré
|
Sous-groupe
|
comparaison
|
RR
|
IC95 %
|
p de tendance
|
|
A. Études cas-témoins utilisant un questionnaire alimentaire
|
|
Goodstine 2003 (US)
|
n-3/n-6
|
pré
|
quartiles
|
0,59
|
0,29
|
1,19
|
0,09
|
|
post
|
quartiles
|
0,89
|
0,60
|
1,34
|
0,48
|
|
Nkondjock 2003 (CA)
|
n-3/n-6
|
|
quartiles
|
1,26
|
0,86
|
1,86
|
0,25
|
|
B. Études cas-témoins utilisant des biomarqueurs
|
|
Euramic Malaga (ES)
|
n-3/n-6
|
post
|
tertiles
|
0,14
|
0,05
|
0,38
|
0,01
|
|
n-3 LC/n-6
|
post
|
tertiles
|
0,32
|
0,13
|
0,82
|
0,02
|
|
Euramic Zeist (NL)
|
n-3/n-6
|
post
|
tertiles
|
0,82
|
0,34
|
1,98
|
0,63
|
|
n-3 LC/n-6
|
post
|
tertiles
|
0,48
|
0,19
|
1,21
|
0,12
|
|
Bagga 2002 (US)
|
n-3 LC/n-6
|
|
|
0,60
|
0,32
|
1,10
|
0,09
|
|
Maillard 2002 (FR)
|
n-3 LC/n-6
|
|
tertiles
|
0,33
|
0,17
|
0,66
|
0,001
|
|
C. Études prospectives utilisant un questionnaire alimentaire
|
|
Wirfält 2002 (SW)
|
n-3/n-6
|
post
|
quintiles
|
0,66
|
0,41
|
1,08
|
0,14
|
Acides gras trans-insaturés
Quatre études cas-témoins [8, 34, 45, 46] et trois études de
cohorte [9, 12, 35] reposant sur des enquêtes alimentaires, ainsi
que trois études cas-témoins utilisant des prélèvements de tissu
adipeux [34, 47, 48] donnent des résultats contradictoires et peu
convaincants sur les acides gras trans (tableau 6)( Tableau 6 ). Les études de cohorte avec
questionnaire alimentaire indiquent une association modérée,
négative pour l’une [9] et positive pour les deux autres [12]. Une
étude cas-témoins suggère une association positive avec un apport
alimentaire élevé mais celle-ci n’est pas retrouvée avec les taux
dans le tissu adipeux [34]. Une autre étude cas-témoins suggère au
contraire une association négative [47]. Enfin, l’étude
multicentrique Euramic montre un risque augmenté de 50 %, avec
des OR supérieurs à 1 dans 4 centres sur 5 et significatifs pour 2
de ces centres [48]. Cette association est nettement renforcée
après ajustement sur les taux en AGPI totaux, avec un OR qui passe
de 1,40 à 5,87 (IC95 % = 2,45-14,05), et le test d’interaction
entre AGPI totaux et acides gras trans apparaît significatif.
L’augmentation de risque associé à un taux élevé en acides gras
trans est la plus forte dans le tertile inférieur de taux d’AGPI
avec un RR de 3,65 (IC9 5% = 2,17-6,14) et disparaît
complètement pour le tertile supérieur. Il semble donc qu’un apport
élevé en AGPI annule l’effet potentiellement délétère des acides
gras trans. Il serait intéressant que d’autres études examinent
cette interaction pour confirmer ce résultat.
Tableau 6 Risques relatifs de cancer du sein et apport
en acides gras trans-insaturés
|
Étude (pays)
|
Nutriment considéré
|
Sous-groupe
|
Comparaison
|
RR
|
IC95 %
|
p de tendance
|
|
A. Études cas-témoins utilisant un questionnaire alimentaire
|
|
London 1993 (US)
|
trans
|
post
|
quintiles
|
1,60
|
0,90
|
2,70
|
0,13
|
|
Challier 1998 (FR)
|
trans
|
pré
|
quintiles
|
1,03
|
0,42
|
2,52
|
0,90
|
|
|
post
|
quintiles
|
1,31
|
0,55
|
3,12
|
0,69
|
|
Männistö 1999 (FI)
|
trans
|
pré
|
quintiles
|
1,30
|
0,50
|
3,10
|
nd
|
|
Nkondjock 2003 (CA)
|
trans
|
|
quartiles
|
1,24
|
0,83
|
1,86
|
0,28
|
|
B. Études cas-témoins utilisant des biomarqueurs
|
|
London 1993 (US)
|
trans
|
post
|
quintiles
|
1,20
|
0,70
|
1,90
|
0,94
|
|
Petrek 1994 (US)
|
trans
|
|
quartiles
|
0,53
|
0,26
|
1,08
|
0,13
|
|
Euramic Malaga (ES)
|
trans
|
post
|
quartiles
|
6,45
|
1,27
|
32,85
|
nd
|
|
Euramic Zeist (NL)
|
trans
|
post
|
quartiles
|
1,02
|
0,58
|
1,80
|
nd
|
|
C. Études prospectives utilisant un questionnaire alimentaire
|
|
Holmes 1999 (US)
|
trans
|
|
continu
|
0,87
|
0,80
|
0,95
|
-
|
|
Voorrips 2002 (NL)
|
trans
|
post
|
quintiles
|
1,30
|
0,93
|
1,80
|
0,01
|
|
Cho 2003 (US)
|
trans
|
pré
|
quintiles
|
1,15
|
0,90
|
1,47
|
0,54
|
Discussion et conclusion
Il semble que la relation de l’acide oléique au risque de cancer du
sein soit difficilement dissociable de l’aliment qui contribue à
son apport ou même du type d’alimentation considéré dans l’étude.
Ainsi, dans le cas où le principal aliment contributeur est la
viande, l’acide oléique apparaît comme un facteur de risque [28,
35, 42]. Au contraire, dans les pays méditerranéens où l’huile
d’olive est très consommée mais la viande relativement peu, l’acide
oléique est associé à une diminution du risque de cancer du sein
[6, 27, 49]. Cela suggère que l’acide oléique n’a pas de lui-même
un effet protecteur (ou délétère) sur l’incidence de cancer du
sein. La diminution de risque associée à un apport élevé d’acide
oléique dans les pays méditerranéens serait plutôt due à d’autres
constituants de l’huile d’olive (composés phénoliques) ou à un
comportement, alimentaire et non alimentaire, plus sain associé à
une consommation importante d’huile d’olive. Inversement, dans les
autres études où l’apport oléique apparaît associé à une
augmentation de risque du cancer du sein, cette association
positive pourrait refléter l’effet d’une consommation importante de
viande rouge, notamment de bœuf.
En ce qui concerne l’acide linoléique, les études portant sur
des données alimentaires recueillies par questionnaire seraient
plutôt en faveur d’un effet protecteur sur le risque de cancer du
sein, ce qui apparaît en contradiction avec les études
expérimentales. Ces résultats sont renforcés par les études basées
sur les dosages sériques et érythrocytaires, montrant plutôt une
diminution du risque associé à un niveau élevé d’acide linoléique.
Dans le tissu adipeux (quatre études), aucune association n’a été
mise en évidence entre acide linoléique et cancer du sein, sauf
dans une étude.
Les quelques études portant sur des données alimentaires
recueillies par questionnaire donnent des résultats contradictoires
pour l’acide α-linolénique. Mais il faut noter ici l’indigence
des tables de composition vis-à-vis de cet acide gras. Les études
portant sur des prélèvements biologiques montrent des discordances
selon le tissu étudié. Les études sur tissu adipeux montrent une
réduction du risque associée à un pourcentage élevé de 18:3 n-3,
tandis que la majorité des études réalisées sur les phospholipides
du sérum ou des membranes érythrocytaires ne montre pas
d’association. Comme pour l’acide oléique, l’origine animale ou
végétale des aliments contributeurs et/ou l’ensemble des habitudes
alimentaires pourraient expliquer une partie des divergences.
Ainsi, la seule étude montrant un risque de cancer du sein
fortement accru par un apport important en acide α-linolénique
se situe en Uruguay, pays où la consommation de viande est
nettement plus importante que dans les autres études [28]. Dans les
pays où la consommation de viande est plus faible, les végétaux
constituent une autre source importante d’acide α-linolénique
qui pourrait de ce fait être associé à une diminution de risque de
cancer du sein. Au final, ce ne serait donc pas
l’acide α-linolénique lui-même qui serait un facteur délétère
ou protecteur mais des composés spécifiques des aliments dont il
provient, viande ou végétaux. Cependant, les aliments contributeurs
de l’apport en acide α-linolénique sont encore mal identifiés
et des études complémentaires, reposant sur des tables de
composition alimentaire plus complètes et plus précises, sont
nécessaires pour confirmer cette hypothèse.
Une explication valable pour l’acide linoléique aussi bien que
pour l’acide α-linolénique peut être que la composition en
acides gras du tissu adipeux et des phospholipides ou du sérum
reflète les profils alimentaires sur des périodes de temps
différentes. En effet, l’analyse du tissu adipeux fournit une
mesure de l’alimentation sur le long terme puisque la demi-vie des
acides gras y est estimée à 2 ans alors que la concentration
en acides gras des phospholipides est fortement déterminée par
l’alimentation des derniers mois ou semaines. Pour une étude
cas-témoins, les taux d’acides gras dans le sang pourraient donc
être différents chez les cas à cause d’un changement récent
d’habitudes alimentaires lié au diagnostic ou au traitement de leur
cancer.
Les résultats des études épidémiologiques sont actuellement
largement insuffisants pour conclure sur l’effet des diènes
conjugués sur le risque de cancer du sein. Il faut noter cependant
que ces résultats négatifs peuvent être liés aux aspects
suivants : d’une part, il existe différents isomères des CLA
qui ne sont pas distingués dans les études épidémiologiques alors
que les données provenant des études réalisées dans les modèles
animaux suggèrent que l’effet antitumoral pourrait être dû
principalement aux isomères 9-cis 11-trans et 10-trans
12-cis ; d’autre part, le taux de CLA apporté par
l’alimentation actuellement est inférieur d’environ un ordre de
grandeur de la quantité efficace suggérée par les études
expérimentales chez le rat. En effet, pour observer un effet dans
ce modèle animal, il faut 6 % de CLA dans les lipides du tissu
adipeux alors que, chez la femme, on observe en moyenne
0,3 %.
Très peu d’études épidémiologiques avec questionnaire ont été
menées sur les AGPI n-3 à longue chaîne, encore peu renseignés dans
les tables de composition alimentaire. Ces études sont généralement
en faveur d’un effet protecteur de ces acides gras, dès lors que
leur apport alimentaire est suffisamment élevé. De nombreuses
études en revanche apportent des résultats sur la consommation de
poisson, qui est une source essentielle de ces acides gras. Environ
un tiers de ces études montre une association négative avec le
risque de cancer du sein mais cette association n’est pas retrouvée
dans une méta-analyse récente. Les études estimant les apports en
EPA et DHA à partir de prélèvement biologiques sont plus nombreuses
et dans l’ensemble plus concordantes que pour les autres acides
gras insaturés. La majorité ne trouve pas d’effet associé à l’EPA,
tandis que le DHA serait associé à une diminution du risque de
cancer du sein.
Les études portant sur les acides gras trans-insaturés sont
encore peu nombreuses mais relativement homogènes puisqu’elles
indiquent toutes, sauf une, des risques supérieurs à 1. La mesure
de ces acides gras est pourtant difficile car très dépendante du
protocole (longueur de la colonne de chromatographie gazeuse) et
des tables de composition alimentaire.
Des interactions ont été mises en évidence entre les différents
types d’acides gras et avec des antioxydants. Celles-ci restent
encore peu étudiées, probablement par manque de puissance
statistique, mais pourraient expliquer en partie les résultats
contradictoires observés. Des études de grande taille sont donc
nécessaires.
Ces observations appellent des études complémentaires sur les
estimations des taux dans les divers tissus, et sur les mécanismes
spécifiques impliqués.( Tableau 7 )(
Tableau 7 )
Tableau 7 Caractéristiques des études sélectionnées sur
la relation entre cancer du sein et apport en acides gras
insaturés
|
Pays, année
|
Nombre de cas
|
Nombre de témoins
|
Origine des témoins
|
Apports alimentaires mesurés
|
Référence
|
|
A. Études cas-témoins utilisant un questionnaire alimentaire
|
|
Grèce, 1988
|
120
|
120
|
H
|
AGMI totaux
|
[50]
|
|
Italie, 1989
|
250
|
499
|
P
|
AGMI totaux
|
[14]
|
|
Chine, 1990
|
186
|
372
|
P + H
|
AGMI totaux
|
[51]
|
|
Italie, 1991
|
214
|
215
|
H
|
AGMI totaux
|
[52]
|
|
Australie, 1991
|
99
|
209
|
P
|
AGMI totaux
|
[53]
|
|
Singapour, 1991
|
200
|
420
|
H
|
AGMI totaux
|
[54, 55]
|
|
Russie, 1991
|
139
|
139
|
H
|
AGMI totaux
|
[56]
|
|
États-Unis, 1993
|
380
|
397
|
H
|
AGMI totaux, acides oléique, linoléique, ALN, EPA, DHA et trans
|
[34]
|
|
Grèce, 1994
|
820
|
1 548
|
P + H
|
AGMI totaux
|
[57]
|
|
Espagne (Navarre), 1994
|
100
|
100
|
H
|
AGMI totaux
|
[49]
|
|
Espagne, 1994
|
762
|
988
|
H
|
AGMI totaux, acides oléique, linoléique
|
[6]
|
|
Chine, 1994
|
244
|
244
|
H
|
AGMI totaux
|
[58]
|
|
Chine (Shangai), 1995
|
534
|
534
|
P
|
AGMI totaux
|
[59]
|
|
Chine (Tianjin), 1995
|
300
|
300
|
P
|
AGMI totaux
|
[59]
|
|
Italie, 1996
|
2 569
|
2 588
|
H
|
Acides oléique, linoléique, ALN, AGPI totaux
|
[27, 60-63]
|
|
Espagne, 1996
|
139
|
136
|
H
|
AGMI totaux
|
[64]
|
|
États-Unis + Canada, 1997
|
140
|
222
|
F
|
AGMI totaux, acides oléique, linoléique
|
[7]
|
|
Royaume-Uni, 1998
|
220
|
825
|
D
|
AGMI totaux
|
[65]
|
|
France, 1998
|
345
|
345
|
D
|
trans
|
[45]
|
|
Uruguay, 1998
|
365
|
397
|
H
|
AGMI totaux, acides linoléique, ALN
|
[28]
|
|
Finlande, 1999 et 2000
|
310
|
454
|
P
|
AGMI totaux, AGPI n-3, n-6, trans
|
[31, 46]
|
|
Portugal, 2002
|
127
|
158
|
H
|
AGMI totaux
|
[17]
|
|
Allemagne, 2002
|
355
|
838
|
P
|
AGMI totaux
|
[66]
|
|
États-Unis, 2003
|
565
|
554
|
H + P
|
AGMI totaux, EPA, DHA, ratio n-3/n-6 (non ajustés sur
énergie)
|
[41]
|
|
Canada, 2003
|
414
|
429
|
P
|
Acides oléique, linoléique, ALN, EPA, DPA, DHA, trans, ratio
n-3/n-6
|
[8]
|
|
Pays, année
|
Biomarqueur
|
Nombre de cas
|
Nombre de témoins
|
Origine des témoins
|
Apports alimentaires mesurés
|
Référence
|
|
B. Études cas-témoins utilisant des biomarqueurs
|
|
Russie, 1990
|
Phospholipides des membranes érythrocytaires
|
46
|
53
|
H
|
Acides oléique et linoléique
|
[25]
|
|
États-Unis, 1993
|
tissu adipeux fessier
|
380
|
397
|
H
|
AGMI totaux, acides oléique, linoléique, ALN, EPA, DHA et trans
|
[34]
|
|
Norvège, 1993
|
phospholipides du sérum
|
87
|
235
|
D
|
Acides oléique, linoléique, ALN, EPA, DHA
|
[29]
|
|
États-Unis, 1994
|
tissu adipeux mammaire (et abdominal)
|
154
|
125
|
H
|
Acides oléique, ALN, AGPI n-3, trans
|
[47]
|
|
Euramic (multicentrique 5 pays), 1997
|
tissu adipeux fessier
|
291
|
351
|
P
|
AGPI n-3, n-6, rapport n-3/n-6, Acides oléique, EPA, DHA, trans
|
[24, 43, 48]
|
|
Finlande, 2000
|
sérum
|
195
|
208
|
P
|
CLA
|
[31]
|
|
France, 2000
|
tissu adipeux mammaire
|
123
|
59
|
H
|
Acides oléique, linoléique, ALN, n-3 LC
|
[33]
|
|
États-Unis, 2002
|
tissu adipeux mammaire
|
73
|
73
|
H
|
AGPI n-6, n-3 LC, ALN, ratio n-3LC/n-6
|
[39]
|
|
France, 2002
|
tissu adipeux mammaire
|
241
|
88
|
H
|
Acides oléique, linoléique, CLA, ALN, DHA
|
[22, 32, 67]
|
Tableau 7 (Suite et fin)
|
Étude (pays), année
|
Nombre de cas
|
Taille de la cohorte
|
Durée de suivi
|
Apports alimentaires mesurés
|
Référence
|
|
C. Études prospectives utilisant un questionnaire alimentaire
|
|
CNBSS (Canada), 1991
|
519
|
56 837
|
5 ans
|
AGMI totaux
|
[68]
|
|
IWHS (États-Unis), 1992
|
459
|
34 388
|
4 ans
|
AGMI totaux
|
[69]
|
|
NLCS (Pays-Bas), 1993
|
437
|
62 573
|
3,3 ans
|
AGMI totaux
|
[70]
|
|
NYUWHS (États-Unis), 1994
|
180
|
14 291
|
6 ans
|
Acides oléique, linoléique
|
[71]
|
|
Norvège, 1995
|
248
|
24 987
|
7-13 ans
|
AGMI totaux
|
[72]
|
|
SMSC (Suède), 1998
|
674
|
61 471
|
4,2 ans
|
AGMI totaux
|
[73]
|
|
NHS (États-Unis), 1999
|
2 956
|
88 795
|
14 ans
|
- AGMI totaux, trans
- n-3 en provenance du poisson
|
[9]
|
|
NHS (États-Unis), 1999
|
2 097
|
77 519
|
10 ans
|
Acides oléique, linoléique, ALN, EPA, DHA
|
[9]
|
|
BCDDP (États-Unis), 2000
|
838
|
40 022
|
5,3 ans
|
Acides oléique, linoléique
|
[10]
|
|
E3N-EPIC (France), 2001
|
838
|
65 879
|
3,4 ans
|
AGMI totaux
|
[19]
|
|
CTS (États-Unis), 2002
|
711
|
111 526
|
2 ans
|
Acides oléique, linoléique
|
[11]
|
|
NLCS (Pays-Bas), 2002
|
941
|
62 573
|
6,3 ans
|
AGMI totaux, acides oléique, linoléique, CLA, ALN, EPA, DHA,
trans
|
[12]
|
|
MDC (Suède), 2002
|
237
|
12 803
|
7,8 ans
|
AGMI totaux, AGPI n-3, n-6, ratio n-3/n-6
|
[42]
|
|
SCHS (Chine)
|
314
|
35 298
|
5,3 ans
|
AGMI totaux, AGPI n-3, n-6, n-3 de source marine
|
[36]
|
|
NHSII (États-Unis), 2003
|
714
|
90 655
|
7,7 ans
|
AGMI totaux, trans, n-3 longue chaîne
|
[35]
|
|
Étude (pays), année
|
Biomarqueur
|
Nombre de cas
|
Taille de la cohorte
|
Durée de suivi
|
Apports alimentaires mesurés
|
Référence
|
|
D. Études prospectives utilisant des biomarqueurs
|
|
Umea (Suède), 1999
|
phospholipides du sérum
|
196
|
388*
|
|
Acides oléique, linoléique, ALN, EPA, DHA
|
[38]
|
|
Italie, 2001
|
phospholipides des membranes érythrocytaires
|
71
|
4 022
|
5,5 ans
|
Acides oléique, linoléique, ALN, EPA, DHA
|
[23]
|
|
NYUWHS (États-Unis), 2002
|
phospholipides du sérum
|
197
|
197*
|
|
AGMI totaux, acides oléique, linoléique, ALN, EPA, DPA, DHA, n-3,
n-6
|
[26]
|
Matériel et méthodes
Pour être sélectionnées, les études épidémiologiques cas-témoins et
prospectives devaient vérifier tous les critères suivants : 1)
études d’incidence de premiers cancers du sein (sont donc exclues
les études de mortalité, de récurrence ou de métastase) ; 2)
études portant sur au moins un des acides gras suivants :
acide oléique (18:1n-9 cis ou, par défaut, acides gras
mono-insaturés (AGMI) dont l’acide oléique est le principal
représentant), acide linoléique (18:2n-6 cis-9, cis-12) et ses
conjugués (CLA), acide α-linolénique (18:3n-3), acide
éicosapentaénoïque (EPA, 20:5n-3), acide docosahexaénoïque (DHA,
22:6n-3), acides gras trans-insaturés ; 3) 100 cas au moins
pour les études fondées sur un questionnaire alimentaire, 50 cas au
moins pour celles utilisant des biomarqueurs ; 4) odds-ratios
(OR) ou risques relatifs (RR) ; 5) résultat ajusté sur
l’apport énergétique pour les apports en acides gras estimés à
l’aide d’un questionnaire.
Selon ces critères, on dénombre, depuis le début des années
1980, 25 études cas-témoins portant sur les apports en acides gras
sus-cités estimés à l’aide d’un questionnaire alimentaire et 9
études cas-témoins basées sur des biomarqueurs des apports en
acides gras issus de prélèvements biologiques. Parmi les études de
cohorte, 15 ont publié des résultats sur les apports en acides gras
estimés à l’aide d’un questionnaire alimentaire et 3 sur des
biomarqueurs. Les caractéristiques générales des études sont
brièvement décrites dans le tableau 7.
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