ARTICLE
La mesure de la fréquence d'une maladie peut faire appel à
plusieurs indicateurs dont le choix dépend de l'objectif que l'on
se fixe. En général, c'est l'incidence qui est utilisée
pour les études étiologiques. En effet, cet indicateur est
dans ce cas plus pertinent que la mortalité. Celle-ci fournit,
en effet, une estimation biaisée de la fréquence du cancer,
tous les patients ne décédant pas nécessairement
de leur maladie. De plus, l'événement causal est moins éloigné
dans le temps avec l'incidence qu'avec la mortalité et devient
donc plus facile à analyser. La mortalité est en revanche
pertinente pour l'évaluation, in fine, de l'effet des actions
de prévention et de l'efficacité des thérapeutiques.
Enfin, dans le cadre d'une politique d'évaluation des besoins en
matière de traitement et de suivi (moyens médicaux), il
est nécessaire de connaître le nombre de personnes porteuses
de la maladie et consommatrices de soins ; pour une maladie telle que
le cancer, de létalité élevée, une première
approximation consiste à évaluer le nombre de personnes
de la population qui ont eu la maladie et qui sont encore en vie. Cette
sous-population inclut des cas considérés comme guéris
et qui ont peu recours au système de soins. Elle constitue néanmoins
un groupe de sujets dont il est utile de quantifier l'importance et qui
peut être analysé plus finement site par site à partir
d'informations sur les conditions de survie obtenues par des études
ad hoc. Ainsi, dans cet article nous appellerons prévalence
de la maladie, à une date et dans une population données,
la proportion de personnes de cette population ayant eu cette maladie
et survivantes à cette date. Cette prévalence, que nous
appellerons prévalence totale, correspond à l'idée
qu'une personne atteinte de cancer reste malade jusqu'à son décès,
quelle qu'en soit la cause. Nous définirons également dans
ce travail la prévalence réelle comme étant la proportion
de personnes atteintes de cancer et nécessitant des soins. Concrètement,
cette prévalence sera approchée par la prévalence
partielle à x années ; elle correspond à la
proportion des patients ayant eu un diagnostic de cancer dans les x
années précédant la date d'estimation, la pertinence
du choix de x étant fonction de la localisation.
La disponibilité des informations permettant l'évaluation
de chacun de ces 3 indicateurs incidence, mortalité et prévalence
dépend en grande partie de la maladie étudiée.
Dans le cas d'une maladie chronique comme le cancer, l'incidence est mesurée
à partir du recueil exhaustif des nouveaux cas de maladie réalisé
par les registres du cancer dont le nombre dépasse les 150 à
travers le monde (Parkin et al., 1992). L'énumération
des patients (vivants) atteints ou ayant été atteints de
cancer suppose, d'une part, une période d'enregistrement suffisamment
longue pour avoir connaissance des cas dont le diagnostic est ancien,
d'autre part, un suivi individuel exhaustif de ces cas afin de pouvoir
notifier le décès ; ces conditions ne sont réunies
que dans un nombre réduit de registres. Dans le cas contraire,
la prévalence doit être estimée, la publication du
nombre de cas prévalents en routine par les registres étant
rare et se limitant essentiellement aux pays d'Europe du Nord. Les données
de prévalence énumérée publiées à
ce jour sont en effet celles des registres du cancer de Suède (Adami
et al., 1989 ; Tulinius et al., 1992), d'Eindhoven (Pays-Bas)
(Coebergh et Van der Heijden, 1991), du Danemark (Storm et al.,
1992 ; Tulinius et al., 1992), de l'Islande (Tulinius et al.,
1992), de la Norvège (Tulinius et al., 1992), de la Finlande
(Tulinius et al., 1992) et de la Tamise (Angleterre) (Thames Cancer
Registry, 1992). Aux États-Unis, une étude ponctuelle a
permis de mesurer la prévalence du cancer en 1982 dans le Connecticut
(Feldman et al., 1986). Une estimation de la prévalence
partielle, prenant en compte un délai depuis le diagnostic de 10
ans au plus, a été réalisée au Canada pour
certaines localisations du cancer (Hill et al., 1989). Une estimation
de la prévalence totale a également été effectuée
en Italie pour l'année 1985 (Zanetti et Crosignani, 1992).
La difficulté de connaître la prévalence énumérée
a donné naissance à une réflexion sur la mise en
œuvre de méthodes statistiques d'estimation de cet indicateur
qui puisse s'affranchir du suivi individuel des cas incidents. Les travaux
de Capocaccia et Verdecchia (Capocaccia, 1993 ; Verdecchia et Capocaccia,
1991), repris plus tard par Estève et al. (1993), ont permis
de montrer la possibilité, sous certaines conditions, d'estimer
la prévalence à partir de données d'incidence et
de mortalité.
Dans cet article, nous nous proposons de mettre en œuvre cette
méthode afin d'estimer la prévalence du cancer du côlon
et du rectum (homme et femme) et du sein (femme) dans la région
Rhône-Alpes (France). Le choix de ces localisations est justifié
par le fait qu'il s'agit de localisations de niveau d'incidence élevée
et de survie moyenne, voire bonne. Du point de vue statistique, les estimations
obtenues sont stables. Du point de vue santé publique, la connaissance
du nombre de cas prévalents de ces localisations présente
un intérêt en raison du poids économique que représente
leur prise en charge.
Résultats
Les estimations pour la région Rhône-Alpes
Le nombre de cas prévalents estimés et la proportion pour
100 000 personnes sont indiqués dans les tableau
I (prévalence totale) et tableau
II (prévalence partielle à
5 ans).
Les personnes atteintes ou ayant été atteintes d'un cancer
du sein sont plus de 25 000 alors que celles atteintes du cancer du côlon
et du rectum sont de 5 700 chez les femmes et chez les hommes. En proportion,
cela signifie que 1,6 % des femmes entre 30 et 84 ans en vie sont ou ont
été porteuses d'un cancer du sein. Cette proportion est
inférieure à 0,4 % pour le cancer rectocolique, quel que
soit le sexe. Ces fréquences relatives sont à moduler en
fonction de l'âge. On remarque ainsi que, parmi les cas prévalents,
la part des moins de 60 ans est de l'ordre de 15 % pour le cancer colorectal
alors qu'elle dépasse les 40 % pour le cancer du sein. Cette répartition
est conforme à la différence de distribution selon l'âge
observée pour l'incidence de ces localisations (Parkin et al.,
1992).
Les personnes atteintes d'un cancer dont le diagnostic remonte à
moins de 10 ans représentent 69 % des cas de cancers du sein, 76
% des cancers colorectaux féminins prévalents et environ
80 % des cancers colorectaux masculins. Ainsi, plus de 17 000 femmes sont
porteuses d'un cancer du sein diagnostiqué depuis moins de 10 ans,
soit 1,1 % des femmes comprises entre 30 et 84 ans. Pour le cancer colorectal,
cela correspond à environ 4 350 femmes et 4 560 hommes, soit à
peu près 0,3 % des personnes entre 30 et 84 ans.
Enfin, les personnes atteintes d'un cancer du sein diagnostiqué
depuis moins de 5 ans représentent plus de 11 000 femmes, soit
moins de 50 % des cas prévalents de cette localisation et moins
de 1 % des femmes entre 30 et 84 ans. En ce qui concerne le cancer colorectal,
à peu près 3 100 femmes et 3 500 hommes ont fait l'objet
d'un diagnostic depuis 5 ans ou moins, ce qui représente 55 % des
cas prévalents de ce site pour les femmes et 62 % chez les hommes,
soit environ 0,2 % de la population générale des 30-84 ans.
Comparaisons internationales
Dans le tableau III, nous présentons
la prévalence estimée ou énumérée dans
différents pays d'Europe. Les estimations correspondent à
des prévalences totales alors que les prévalences énumérées
correspondent à des prévalences partielles à 20 ans
ou plus. Ces données sont extraites des monographies citées
en référence (Storm et al., 1992 ; Tulinius et
al., 1992 ; Zanetti et Crosignani, 1992), sauf pour Genève
où la prévalence observée nous a été
directement fournie par le Registre genevois des tumeurs. La prévalence
et l'incidence sont des valeurs estimées en Italie et dans la région
Rhône-Alpes. Dans tous les autres cas, il s'agit de quantités
observées.
Les informations présentées dans le tableau
III permettent la comparaison à partir de 3 indicateurs
épidémiologiques. Le premier concerne le nombre de cas prévalents
pour les âges 30-84 ans et aux différentes dates où
cette information est disponible. Le deuxième est le taux d'incidence
standardisé tronqué (30-84 ans) calculé sur la période
1983-1987 (Suède, Genève, Tamise) (Parkin et al.,
1992), en 1985 (Italie) (Zanetti et Crosignani, 1992), en 1989 pour le
Danemark (Storm et al., 1992) et en 1990 pour la région
Rhône-Alpes, en prenant comme population standard la population
mondiale (Parkin et al., 1992). Le troisième est le rapport
prévalence/incidence calculé comme le rapport entre le nombre
de cas prévalents et le nombre de cas incidents.
On constate que malgré une disparité des tailles des populations
et de l'ancienneté du recul lorsque la prévalence est observée,
et en dépit d'une relative disparité des niveaux d'incidence,
le rapport prévalence/incidence pour les 3 localisations est à
peu près constant pour l'ensemble des pays examinés.
Ainsi, le rapport prévalence/incidence moyen est d'environ 9
pour le cancer du sein (prévalence totale ou partielle à
20 ans au minimum). Ce rapport est beaucoup moins élevé
pour le cancer colorectal du fait d'une moins bonne survie, environ 2
fois moins longue en moyenne (Berrino et al., 1995). On obtient
un rapport moyen de l'ordre de 5,5 et de 4,6 respectivement pour les femmes
et pour les hommes. Une même homogénéité globale
est observée pour des délais depuis le diagnostic de 10
et 5 ans. Dans la région Rhône-Alpes, ces rapports sont estimés
à 6,1 (sein), 4,4 (côlon-rectum, femme) et 3,8 (côlon-rectum,
homme) pour un recul de 10 ans. Pour un recul de 5 ans, ces estimations
s'élèvent respectivement à 4, 3,1 et 2,9.
Discussion
Importance des cas prévalents
Les 2 localisations retenues dans cet article représentent une
part importante des cas prévalents de cancer, tous sites confondus
et hors tumeurs de la peau non mélaniques. Globalement, dans les
différents pays pris en compte précédemment et pour
lesquels la prévalence est connue pour toutes les localisations,
le cancer du sein et le cancer colorectal représentent respectivement
entre 35 et 40 %, et entre 10 et 14 % des cas prévalents de cancer
dans la population féminine. L'estimation des cas pour ces deux
localisations permet donc de couvrir la moitié de la prévalence
du cancer chez les femmes. Chez les hommes en revanche, la répartition
des cas prévalents entre les différents sites est plus dispersée
; cette situation est liée notamment au fait que le cancer du poumon,
qui est le plus fréquent des cancers incidents chez les hommes
avec environ 20 % des cas hors tumeur de la peau non mélanique,
représente moins de 10 % des cas prévalents. Cette situation
est bien entendu liée à l'évolution péjorative
à court terme de ce site. Les cas de cancers colorectaux correspondent
à la localisation dont la prévalence est la plus élevée,
entre 15 et 18 % des cas. Les autres sites de prévalence élevée
sont la vessie et la prostate dont la part est à peu près
identique, de l'ordre de 12 à 15 %. Pour la prostate, on peut d'ailleurs
s'attendre à une forte augmentation de la prévalence du
fait d'une augmentation récente du diagnostic de formes localisées
et de bon pronostic (Ménégoz et al., 1995).
Complémentarité des différents
délais
Les différents niveaux de prévalence que nous avons estimés
fournissent une information complémentaire relative à l'évaluation
en matière d'équipement de surveillance et de soins. En
effet, il est possible d'envisager les différents reculs depuis
le diagnostic comme autant d'informations intéressantes dans l'histoire
de la maladie et de sa surveillance. Les différentes étapes
de l'évolution de la maladie dépendent naturellement de
la localisation envisagée.
La prévalence totale permet d'évaluer le nombre de personnes
atteintes ou ayant été atteintes d'un cancer. Ces patients
sont à ce titre soumis aux risques de récidive loco-régionale
et de diffusion métastatique. On sait par ailleurs qu'ils sont
également à risque de cancer plus important que les personnes
n'ayant jamais été atteintes de cette affection. Des études
spécifiques ont permis en particulier d'évaluer l'excès
de risque de second cancer après cancer du sein (Adami et al.,
1985 ; Brenner et al., 1993 ; Obradovic et al., 1988 ; Storm
et Jensen, 1986). En raison des risques d'évolution du cancer et
de deuxième tumeur, le groupe des personnes malades doit faire
l'objet d'examens de surveillance réguliers. Pour les localisations
prises en compte dans cet article, plus de 36 000 personnes sont concernées
dans la région Rhône-Alpes. Cette surveillance concerne plus
particulièrement les patients dont le diagnostic date de 10 ans
au plus. Cette population est évaluée par la prévalence
partielle à 10 ans et représente pour la région Rhône-Alpes
plus de 26 000 patients ayant présenté un cancer du sein
ou du côlon et du rectum. Enfin, la prévalence partielle
à 5 ans permet de quantifier l'importance du sous-groupe de personnes
en cours de traitement ou en phase initiale de leur surveillance post-thérapeutique.
Ces patients sont soumis, d'une part, à des protocoles thérapeutiques
lourds et, d'autre part, à des bilans complémentaires rapprochés.
Ce groupe concerne près de 18 000 personnes dans la région
Rhône-Alpes. Il est ainsi possible de quantifier le poids économique
de sous-groupes ayant différents niveaux de recours au système
de soins et de surveillance.
Le cas des personnes âgées
Dans nos estimations, nous n'avons pas pris en compte les personnes
de plus de 80 ans. La qualité douteuse des indicateurs d'incidence
et surtout de mortalité rend en effet l'approche retenue difficilement
applicable pour ces tranches d'âge. Le vieillissement de la population
associé aux progrès en matière de diagnostic et thérapeutique
contribue cependant à rendre de plus en plus élevé
le poids de ce groupe de personnes dans le domaine de la cancérologie.
Il est donc nécessaire d'améliorer la qualité de
l'information relative à l'incidence et à la mortalité.
Il faut remarquer que les prévalences observées dans les
différents pays que nous avons mentionnés conduisent à
des disparités non négligeables, révélant
ainsi la difficulté de bien cerner ce groupe particulier : par
exemple, la proportion de femmes de 85 ans et plus atteintes d'un cancer
du sein dans la population générale varie de 2,6 % au Danemark
et 3,5 % en Suède (Tulinius et al., 1992) à 3,8 %
à Genève et 4,8 % dans la population couverte par le Registre
de la Tamise (Thames Cancer Registry, 1992).
Intérêt et limites de ces estimations
Les résultats des estimations de la prévalence que nous
avons réalisées dans la région Rhône-Alpes
constituent des ordres de grandeur permettant de fournir une première
étape dans l'évaluation de l'importance d'une réalité
à ce jour mal connue en France, contrairement à l'incidence
et à la mortalité. La base géographique de telles
estimations fait qu'il s'agit d'une « photographie » à
une date donnée d'une certaine situation. Celle-ci peut évoluer
du fait de progrès thérapeutiques et surtout diagnostiques.
Le cancer de la prostate en est, comme on l'a mentionné ci-dessus,
un bon exemple. La mise en place de campagnes de dépistage de masse
peut également induire une modification de la prévalence,
notamment par l'augmentation de l'incidence à court terme et par
la baisse attendue de la mortalité à long terme. Ces possibles
modifications de prévalence précisent les limites de l'utilisation
du rapport prévalence/incidence comme méthode d'évaluation
de la prévalence.
Il faut enfin ajouter que s'il est possible de distinguer, schématiquement,
différentes étapes dans l'histoire de la maladie, justifiant
ainsi l'intérêt des différentes estimations selon
le recul, il est tout naturellement évident que ces résultats
peuvent, et doivent, être affinés par un suivi chronologique
détaillé des malades permettant ainsi de connaître
de manière beaucoup plus précise les périodes pour
lesquelles il y a réellement une demande de soins. Un tel travail
s'inscrit alors comme la suite logique de ce que nous venons de présenter.
Matériel et méthodes
Matériel
Les données d'incidence du cancer utilisées sont celles
du Registre du cancer du département de l'Isère (France)
qui existe depuis 1979. Pour la période 1979-1993, 7 221 tumeurs
du sein, 2 869 tumeurs rectocoliques chez les femmes et 3 247 chez les
hommes ont été enregistrées, ce qui correspond à
une incidence brute respectivement de 97, 38 et 45 pour 100 000 personnes
et par an.
Les données de mortalité de la région Rhône-Alpes
ont été obtenues auprès de l'INSERM. Le nombre de
décès répertoriés sur la période 1979-1993
est de 13 055, 9 673 et 10 233 respectivement pour le cancer du sein chez
les femmes, le cancer du côlon et du rectum chez les femmes et chez
les hommes. Les taux bruts de mortalité correspondant sont de 33,
25 et 27 pour 100 000 personnes et par an.
Les données démographiques sont connues par département,
âge et sexe pour les recensements de 1975, 1982 et 1990. La population
de la région est de 5 350 000 personnes (recensement 1990). Les
données intercensitaires sont obtenues par interpolation selon
une méthode décrite par Benhamou et Laplanche (1991).
Méthodes
* Lien existant entre incidence, mortalité
et prévalence. Il est possible de démontrer
(Capocaccia, 1993 ; Estève et al., 1993 ; Verdecchia et
Capocaccia, 1991) l'existence d'une liaison mathématique entre
incidence, mortalité et prévalence. Cette liaison repose
sur l'hypothèse que la majorité, et de préférence
la totalité, de l'excès de mortalité des patients
atteints de cancer est certifiée comme décès dû
au cancer. Cette hypothèse consiste donc à assimiler la
survie nette et la survie relative, ce qui revient à supposer l'identité
des niveaux de décès pour autres causes que la maladie dans
la population indemne et dans la population malade. Sous cette condition,
la prévalence p(x,u) à l'âge x dans
une « cohorte de naissance » née l'année u
est fournie par (Estève et al., 1993) :
(1)
où Ri(x,u) et Rd(x,u)
correspondent respectivement au risque (probabilité) net de diagnostic
de cancer entre l'âge 0 et l'âge x et au risque
(probabilité) net de décéder de ce même cancer
entre ces 2 mêmes âges, pour les personnes de la population
nées l'année u. La prévalence p(x,u)
correspond à la définition de la prévalence totale.
Pour une année donnée t, la proportion de cas prévalents
se déduit de (1) sachant que :
t = u + x
soit, pour l'âge x, la proportion :
p(x, t x)
ce qui signifie que les données de prévalence transversales
correspondent, pour les différents âges, à des cohortes
de naissance distinctes.
On en déduit alors le nombre de cas prévalents :
d(x) = p(x, t x) N(x, t)
où N(x, t) correspond à la population d'âge
x pour l'année t.
Les risques Ri(x,u) et Rd(x,u) utilisés
dans la formule (1) sont estimés selon la démarche décrite
ci-après.
* Méthode d'estimation des risques
de cancer et de décès par cancer. Les
risques Ri(x,u) et Rd(x,u) sont obtenus
à partir des taux spécifiques d'incidence, respectivement
de mortalité, selon les formules (Estève et al.,
1993) :
où li(y,u) et ld(y,u) correspondent
respectivement aux taux spécifiques d'incidence et de mortalité
de l'âge y pour les personnes appartenant à la cohorte
née l'année u.
Si on souhaite s'affranchir de l'hypothèse simplificatrice de
stationnarité, les taux spécifiques doivent être connus
par cohorte de naissance. Afin de reconstituer « l'histoire »
des différentes cohortes, il est alors nécessaire d'avoir
recours à un modèle « âge-cohorte » de type
log-linéaire polynomial (Coleman et al., 1993) décrivant
l'évolution des taux d'incidence et de mortalité spécifiques
de l'âge pour les différentes cohortes, soit :
 
où ai(x) et ci(u) (respectivement
ad(x) et cd(u)) correspondent à
des polynômes fonction de l'âge (x) et de la cohorte (u).
Dans le cas de la mortalité, l'estimation des paramètres
du modèle s'appuie sur les taux observés dans la région
Rhône-Alpes. Pour l'incidence, ce sont les taux estimés selon
la méthode mentionnée ci-dessous qui sont modélisés.
Dans les 2 cas, la détermination des degrés des polynômes
fonction de l'âge et de la cohorte se fait selon la procédure
utilisée par Coleman et al. (1993).
* Estimation des taux d'incidence dans
la région Rhône-Alpes. Dans la région
Rhône-Alpes, seuls les taux d'incidence du département de
l'Isère sont directement estimables à partir des observations
du registre du cancer de ce département, alors que la mortalité
est dénombrée dans tous les départements. La connaissance
de l'incidence de la région Rhône-Alpes s'appuie donc sur
un modèle dont le principe général consiste à
appliquer à la mortalité Rhône-Alpes le rapport incidence
mortalité observé dans le département de l'Isère.
Le principe de ce modèle, qui tient compte de la période
et de l'âge, a été décrit par Parkin et
al. (1993).
* Prévalence partielle.
Une modification de la formule (1) permet l'estimation de la prévalence
des patients ayant été diagnostiqués dans les z
années précédentes, soit :
(2)
où tz est, dans l'ensemble des décès
par cancer ayant lieu entre les âges x z et x,
la proportion de ceux qui ont été diagnostiqués dans
ce même intervalle. La méthode d'estimation de ce paramètre
est décrite en annexe.
Nous avons choisi de compléter les estimations de la prévalence
totale par les estimations de la prévalence partielle à
5 et 10 ans (z = 5 et 10), chacun de ces 2 reculs correspondant,
schématiquement, à une période dans l'histoire de
la maladie où respectivement les densités de soins et de
surveillance sont importantes.
* Choix des tranches d'âge.
Par ailleurs, seules les tranches d'âge comprises entre 30 et 84
ans ont été retenues pour nos estimations. Pour les personnes
de moins de 30 ans, l'estimation est rendue difficile en raison des trop
faibles effectifs, étant donné les localisations étudiées.
Pour les plus de 85 ans, le problème est lié à un
défaut de qualité des données d'incidence et surtout
de mortalité (Parkin et al., 1992) .
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