Projection of the incidence of breast cancer in France in 2018

ARTICLE

Auteur(s) : S Bouée¹, P Grosclaude², A Alfonsi³, V Florentin³, F Clavel-Chapelon⁴, F Fagnani¹

¹CEMKA, 43, boulevard du Maréchal-Joffre, 92340 Bourg-la-Reine, France
²Registre des cancers du département du Tarn, 1, rue Lavazière, 81000 Albi, France
³Laboratoires Roche, 52, boulevard du Parc, 92200 Neuilly-sur-Seine, France
⁴Équipe ERI 20, institut Gustave-Roussy, 39 bis, rue Camille-Desmoulins, 94800 Villejuif, France

Article reçu le 30 Juin 2009, accepté le 18 Decembre 2009

Introduction

À l’exception du cas du cancer du poumon en association avec le tabagisme, peu de travaux français ont été consacrés à des projections à long terme dans le champ de l’épidémiologie du cancer [3, 4]. Les estimations d’incidence reposent en effet sur des modèles de projection à court terme construits à partir des données historiques qui ne prennent en compte que très indirectement les éléments susceptibles d’occasionner des ruptures de tendance (modification de l’exposition aux facteurs de risque, progrès thérapeutiques, etc.) [5, 6].

Or, différents éléments de ce type se sont manifestés pour le cancer du sein au cours de la période récente. Le rôle de l’hormonothérapie substitutive comme facteur de risque du cancer du sein est aujourd’hui un fait reconnu, même si le niveau de risque associé reste discuté [7], et certaines données suggèrent que la diminution importante des prescriptions de ces traitements dans différents pays, dont la France [8, 9], pourrait conduire à une baisse de l’incidence. Par ailleurs, le dépistage organisé a donné lieu en France, au cours des dernières années, à une forte montée en puissance qui s’est traduite par une croissance importante de la couverture de la population cible. Le rôle joué par ce dépistage sur l’incidence observée demeure une question non totalement élucidée [10, 11].

Dans une perspective exploratoire, nous avons jugé intéressant d’élaborer un modèle prospectif à l’horizon 2018 visant à estimer les évolutions potentielles de l’incidence du cancer du sein en tenant compte de ces différents facteurs, en vue notamment d’évaluer leur contribution respective.

Méthode

Nous avons considéré que l’impact du dépistage sur l’incidence du cancer du sein s’est manifesté depuis la fin des années 1990. Cet effet est donc pris en compte dans notre modèle à travers l’extrapolation des données d’incidence observées jusqu’en 2005 et extrapolées jusqu’en 2018. Ce point sera développé dans la discussion.

La question de l’effet de l’arrêt des traitements hormonaux de la ménopause (THM) a été traitée de façon spécifique. Dans ce modèle, nous avons considéré, à titre d’hypothèse de référence, que le surrisque en France était celui observé dans l’étude française E3N (risque relatif [RR] égal à 1,2) [18]. L’effet de l’arrêt du recours au THM a été appliqué aux années 2004, début de la diminution des prescriptions de THM d’après l’étude de l’assurance maladie [8], à 2010. Cet effet a été appliqué à l’ensemble des femmes âgées de 45 à 75 ans sur la période considérée, quelle que soit leur cohorte de naissance. Afin d’appréhender l’influence de l’incertitude qui caractérise ce facteur sur les résultats du modèle, nous avons pris en compte deux autres valeurs de RR lié aux THM : un RR égal à 1 (absence de risque) et à 1,4.

Résultats

Pour chaque classe d’âge, on constate une augmentation du taux d’incidence pour certaines cohortes, que nous avons nommée « effet cohorte ». Cette augmentation est modérée pour les cohortes nées entre 1900 et 1924, puis s’accentue pour les cohortes nées entre 1925 et 1944 et ralentit ensuite jusqu’à devenir non significative pour les femmes nées après les années 1955-1959. Nous avons donc fait l’hypothèse qu’à partir de cette cohorte, la croissance globale des taux d’incidence se stabilisait en conservant sa forme générale, c’est-à-dire une augmentation continue avec l’âge assez sensible jusqu’à 60 ans et se stabilisant au-delà.

Les résultats précédents peuvent être cumulés par année d’observation (figure 2), en prenant en compte également l’effet du quasi-arrêt de l’usage des THM entre 2004 et 2010, avec un RR de 1,2.

Le paramètre épidémiologique le plus important dans l’évolution future de l’incidence du cancer du sein est l’effet « cohorte ». Cet effet continue d’avoir un impact important sur l’augmentation de l’incidence jusqu’à l’extinction des cohortes pour lesquelles l’augmentation a été la plus marquée (1925 à 1944).

On peut rapporter les données de la figure 1 par années d’observation (figure 2). Les données sont observées jusqu’en 2005 et extrapolées par le modèle pour les années ultérieures. Pour les classes d’âge jeunes, on observe une légère augmentation jusqu’à 2004 puis une stagnation des taux d’incidence. Pour les classes d’âges plus élevées, on observe une poursuite de cette augmentation au-delà de 2004. Plus précisément, on remarque que depuis 1980 l’augmentation de l’incidence est plus marquée à des périodes successives pour différentes classes d’âges : les 40-49 ans entre 1980 et 1990, les 50-59 ans entre 1985 et 1995, les 60-69 ans depuis 1995 et les plus de 69 ans après 2010 (après un infléchissement de la courbe liée à l’arrêt des THS). Par ailleurs, pour les classes d’âge jeune (moins 49 ans), compte tenu des modifications d’incidence liées à l’arrêt des THM (pris en compte dans le modèle après 2005), on observe un infléchissement de l’incidence, voire une diminution pour certaines classes d’âge entre 2005 et 2010, puis une reprise de l’augmentation.

Une synthèse de ces résultats est présentée dans la figure 3 qui rapporte les résultats du modèle avec un odds ratio (OR) de 1,2 ou de 1,4, en ce qui concerne la mesure du risque lié aux THM. Les données sont présentées en annulant successivement l’effet spécifique de chacun des facteurs.

Le modèle prédit que le nombre de cas incidents de cancers du sein sera de 64 621 en 2018, soit un taux d’incidence brut de 196/100 000 et un taux d’incidence standardisé sur la population française de 2005 de 185/100 000. En termes de nombre absolu de cas incidents, cela représente une augmentation de 29,7 % par rapport à 2005.

Pour l’année 2009 et en prenant en compte tous les facteurs, nous avons estimé l’incidence du cancer du sein à 51 504 nouveaux cas (résultat non rapporté dans la figure 3).

En l’absence de modifications de l’effectif total de la population féminine française entre 2005 et 2018, le nombre de cas incidents serait de 60 376 en 2018, soit 4 245 de moins (–6,6 %) que dans le modèle de base. Ce nombre resterait toutefois nettement supérieur à celui observé en 2005 (49 814).

En l’absence de modification de la structure par âge de la population féminine française entre 2005 et 2018, le nombre incident de cancers du sein serait de 61 661, soit 2 960 de moins (–4,6 %) que dans le modèle de base.

En accord avec les données observées historiquement, le modèle suggère que le déterminant le plus important de l’augmentation du taux d’incidence jusqu’en 2005 demeure un effet « cohorte » intégrant les modifications globales des expositions aux facteurs de risque des générations successives. Pour isoler la contribution propre de cet effet en 2018, nous avons estimé la valeur qu’aurait prise l’incidence à cette date en supposant un « gel » des modifications de cet effet « cohorte » après 2005, c’est-à-dire un taux d’incidence par classe d’âge fixe entre 2005 et 2018 (hors l’effet de l’arrêt des THM). En cas d’absence d’un tel effet « cohorte » entre 2005 et 2018, le nombre incident de cancers du sein serait de 53 173, soit 11 448 de moins (–17,7 %) que dans le modèle de base.

Enfin, en cas d’absence de risque lié au THM, les baisses observées du recours à ces traitements n’auraient pas eu pour effet de réduire l’incidence. Le nombre de cancers du sein incidents serait alors de 68 756, soit 4 136 (+6,4 %) de plus que dans le modèle de base qui intégrait un RR de cancer du sein de 1,2. La différence avec le modèle complet de +4 136 cas permet ainsi d’estimer l’impact du risque lié au THM sur le nombre de cas incident avec un OR du risque de 1,2.

Ce chiffre est toutefois discuté, et certains auteurs considèrent que cet OR est supérieur. Nous avons donc réalisé les mêmes calculs avec un OR de 1,4 avec, dans cette hypothèse, un nombre de cancers du sein incidents de 61 116 en 2018, soit 3 505 cas en moins (–5,4 %) que dans le modèle tenant compte d’un OR de 1,2.

Discussion

Dans le scénario finalement retenu comme le plus plausible par les auteurs, le nombre de cas en 2009 est calculé en appliquant les taux estimés en 2005 aux effectifs de populations de 2009, ce qui correspond à une hypothèse de stabilité des risques entre 2005 et 2009 et intègre seulement les changements démographiques dans l’évolution de l’incidence. Celle-ci ainsi estimée pour l’année 2009 est de 51 759 cas, un résultat très proche de notre estimation de 51 504. Cette dernière estimation de notre modèle prend cependant en compte deux facteurs supplémentaires par rapport à celui de l’InVS : un effet lié à l’arrêt des THM qui conduit à une diminution du nombre de cancers et un effet cohorte qui conduit à une augmentation du nombre de cancers. Pour l’année 2009, il se trouve que ces deux effets s’annulent approximativement, ce qui explique la similitude des résultats obtenus.

En ce qui concerne l’effet « cohorte », les limites de ce type de travail sont inhérentes à la méthode utilisée qui repose sur un modèle épidémiologique s’appuyant sur différentes hypothèses.

Les données d’incidence des registres des cancers du sein [14] montrent une augmentation particulièrement marquée du risque pour les femmes nées entre 1925 et 1945, puis un infléchissement de la tendance pour la génération des femmes nées après 1945. Le même phénomène a été observé dans d’autres pays proches de la situation de la France de façon concomitante [26, 27]. Cette explication est corroborée par l’observation des tendances de l’épidémiologie du cancer du sein observées dans des pays tels que le Japon qui pouvaient être considérés encore comme à faible risque, il y a quelques décennies [28], mais qui ont à présent rejoint les niveaux occidentaux, suite à des évolutions comportementales et de mode de procréation similaires à celles observées dans ceux-ci.

Cette augmentation a été attribuée à un ensemble de facteurs associés représentatifs de l’évolution des modes de vie et de procréation des femmes des sociétés occidentales développées et est à mettre en rapport avec les modifications de l’exposition aux facteurs de risque de cancer du sein qu’ont connues les femmes françaises au cours du dernier siècle. Les effets auraient été particulièrement marqués pour les femmes nées dans les décennies 1925-1944 : changement du mode de vie (alimentation, surcharge pondérale, alcool, etc.), facteurs hormonaux liés à l’exposition et à la concentration des estrogènes : menstruation précoce (avant 12 ans), ménopause tardive (après 50 ans), nulliparité ou grossesse tardive (après 35 ans) et usage des traitements substitutifs de la ménopause. Pour chacun de ces facteurs pris séparément, le RR de survenue d’un cancer du sein est entre 1 et 1,5 [29, 30], mais il est probable que leur conjonction aboutit à un RR nettement plus important. C’est un phénomène de ce type qui explique, par exemple, les évolutions rapides de l’incidence observées dans certains pays comme le Japon avec les modifications du mode vie des femmes selon le modèle des sociétés occidentales [31]. Il est toutefois possible que d’autres facteurs non identifiés aient pu également contribuer à cette augmentation.

C’est la prise en compte globale de l’évolution des facteurs de risque précédents qui aboutit par leurs effets combinés à déplacer parallèlement les taux d’incidence par âge des cohortes de femmes nées au cours de la période de référence (1900-1980) qu’on qualifie d’effet « cohorte ». Nous avons considéré qu’une augmentation du risque de cancer a donc affecté principalement les femmes nées entre 1925 et 1945 et persiste sur toute la durée de vie de ces femmes. Dans ce modèle, il s’agit du principal facteur explicatif de l’augmentation de l’incidence du cancer du sein prédit en 2018.

Nous n’avons pas pris en compte un éventuel effet spécifique du dépistage. La mise en place d’un programme de dépistage du cancer conduit en effet à augmenter à court terme son incidence par différents types de mécanismes (en absence d’autres facteurs concurrents intervenant sur l’incidence) :

• – un effet « prévalence » lors de la phase de montée en puissance du dépistage dans une population jusqu’alors non surveillée qui aboutit à l’identification de petites tumeurs ne faisant généralement pas l’objet d’un diagnostic. Cet effet doit théoriquement s’atténuer et aboutir à un plateau d’incidence à partir du moment où une fraction suffisante de la population a pu bénéficier d’un premier dépistage ;
• – le plateau d’incidence précédent peut se situer à un niveau supérieur au taux d’incidence initial sous l’effet d’un autre mécanisme, le surdiagnostic qui concerne la détection de tumeurs qui ne se seraient pas manifestées cliniquement en l’absence de dépistage au cours de la durée de vie des femmes concernées. En effet, en avançant le diagnostic d’un cancer, on détecte de petites lésions dont certaines n’évolueraient pas vers un cancer symptomatique. D’autres lésions plus évoluées pourraient ne pas être détectées du vivant de la femme à cause d’un décès prématuré d’une autre cause et/ou d’une évolutivité lente du cancer. Certains essais randomisés ont estimé cet excès d’incidence cumulée à 10 % (cancers in situ compris) dans des groupes de femmes faisant parti du groupe invité au dépistage comparativement au groupe témoin, non dépisté [32]. Dans une étude suédoise rapportée par Zackrisson et al., l’excès d’incidence a été estimé à 10 % en prenant en compte les stades in situ et 7 % en excluant ces cas [10]. D’autres analyses de données norvégiennes suggèrent des pourcentages encore supérieurs [11].

L’effet du dépistage sur l’incidence a été observé dans certains pays comme les États-Unis ou la Suisse sous la forme d’une augmentation brutale de l’incidence, en 1980 pour les États-Unis et en 1990 pour la Suisse, suivie d’une deuxième rupture de tendance observée en 1990 pour les États-Unis [33]. De telles ruptures de tendance sont visibles aux Pays-Bas, au Royaume-Uni et en Espagne. Ce phénomène n’est en revanche pas observé en France pour les raisons suivantes.

Ce n’est qu’à partir de 2004, que tous les départements français métropolitains ont mis en place le programme national de dépistage organisé selon le cahier des charges français de 2001, et qu’on dispose du nombre de mammographies réalisées chaque année dans le cadre de ce dépistage [34]. Ces données ne sont toutefois que très partielles, compte tenu de l’importance présumée de l’activité de dépistage « spontané » réalisée en dehors du programme. Une étude réalisée en 1988 [35] avait alors estimé à plus d’un million les actes de dépistage « spontané » en France à une époque où les cabinets de radiologie libéraux s’étaient massivement équipés en appareils de mammographie. Mais on n’a pas de données historiques détaillées sur ces pratiques, du fait de l’impossibilité de différencier les examens de dépistage de ceux de diagnostic dans les bases de l’assurance maladie. Nous avons donc examiné les données d’incidence disponibles pour identifier un éventuel effet « période » sur les tranches d’âge des femmes les plus concernées (50-70 ans), et nous n’en avons pas identifié. L’augmentation de l’incidence est observée sur toute la période depuis 1980 pour toutes les classes d’âge. Plus précisément, cette augmentation est plus marquée sur des classes d’âges successives : les 40-49 ans entre 1980 et 1990, les 50-59 ans entre 1985 et 1995, les 60-69 ans depuis 1995 et les plus de 69 ans après 2010. Cette dernière observation est caractéristique d’un effet cohorte et non d’un effet période pour lequel on devrait observer une augmentation parallèle de l’augmentation pour les différentes classes d’âge. Nous avons en outre considéré que l’effet propre au dépistage était déjà intégré dans les données historiques observées jusqu’à 2005, compte tenu de l’étalement et de la progressivité de cette pratique sur une large période, entre 1980 et 2005, qui aurait eu pour effet :

• – de limiter l’accroissement d’incidence pour chaque année de cette période ;
• – d’avoir affecté une large catégorie de femmes en termes d’âge (notamment la tranche 40-50 ans) et de période.

Ce phénomène aurait en quelque sorte « lissé » sur la période les effets propres du dépistage sur l’incidence.

Le risque lié au THM est également discuté. En 1997, une méta-analyse regroupant toutes les études observationnelles portant sur l’association entre THM et cancer du sein avait conclu à une association positive lorsque la durée du traitement était supérieure à cinq ans [36]. À la fin des années 1990, deux études randomisées comparant le THM à un placebo ont débuté aux États-Unis : les études HERS I et II [37] et l’essai WHI (Women’s Health Initiative trial) [38]. Ces deux études ont confirmé que les femmes sous THM avaient un risque majoré de cancer du sein, d’infarctus du myocarde et d’autres pathologies cardiovasculaires et de détérioration des fonctions cognitives.

Au cours de la même période, dix cohortes prospectives ont été mises en place ou analysées de façon secondaire afin d’explorer le lien entre THM et cancer du sein : sept dans des pays d’Europe du Nord, une aux États-Unis, une en Grande Bretagne (étude MWS, pour Million Women Study) et une en France (E3N). La plus importante en termes d’effectif était l’étude anglaise qui a inclus 1 084 110 femmes âgées de 50 à 64 ans, dont la moitié étaient traitées par THM. Le RR de cancer du sein était estimé à 1,3 (IC 95 % : 1,22-1,38) chez les utilisatrices d’estrogènes seuls et à 2 (IC 95 % : 1,91-2,09) chez les utilisatrices d’estrogènes et de progestérone. L’étude française (E3N) a également conclu à un surrisque de cancer du sein mais avec des RR inférieurs à ceux trouvés en Grande Bretagne : 1,2 toutes formes de THM confondues [39].

Dans notre travail nous avons estimé que l’OR de référence, pour la France, lié à ce risque était de 1,2 tel qu’estimé par l’étude française E3N. Des travaux étrangers ont toutefois estimé que ce risque était plus élevé [35], et c’est pourquoi nous avons étudié l’effet d’un OR à 1,4. Le nombre incident de cancer est de 68 756, 64 621 et 61 116 selon que l’on fixe l’OR lié au THM à 1, 1,2 ou 1,4. L’effet de ce facteur a donc une influence inférieure à celui de l’effet cohorte précédemment discuté.

Nous avons fait l’hypothèse d’un arrêt complet du recours au THM en 2010. Cependant, il est probable qu’une petite fraction de ces femmes sera toujours traitée. En 2009, 10 % des femmes ménopausées prennent encore ce type de traitement, mais nous avons considéré par simplification que cette proportion sera négligeable à partir de 2010.

Conclusion

Conflits d’intérêts

Références

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