Cancer du col et précarité, accès aux soins diagnostic et traitement

ARTICLE

Auteur(s) : C Dalmon^1,2, E Guillot^1,3, A Rodrigues², K Alves¹, P Madelenat¹, D Mahieu-Caputo¹, M Uzan², F Reyal³

¹Service de gynécologie et obstétrique, hôpital Xavier-Bichat, 42, rue Henri-Huchard, 75018 Paris, France
²Service de gynécologie et obstétrique, hôpital Jean-Verdier, avenue du 14-Juillet, 93140 Bondy, France
³Département de chirurgie, institut Curie, 26, rue d’Ulm, 75005 Paris, France

Article reçu le 8 Avril 2009, accepté le 11 Juin 2009

Introduction

Depuis 30 à 40 ans, l’incidence du cancer du col a diminué en Europe et a entraîné une diminution de la mortalité par cancer du col de 30 à 40 % [4]. À l’échelle des pays industrialisés, des inégalités du taux d’incidence et de mortalité du cancer du col persistent. Elles sont principalement liées aux différences d’accès aux frottis cervicaux de dépistage [5]. En France, en 2005, 3 068 nouveaux cas sont diagnostiqués, et on estime que le nombre de décès par cancer du col est d’environ 1 067 [6]. Le recours au dépistage des cancers varie en fonction de l’âge, du niveau de revenu, du niveau d’études, de la catégorie socioprofessionnelle, du statut vis-à-vis de l’emploi ou du type de protection sociale. Ces différences de participation au dépistage des cancers, individuelles et/ou organisées, auraient un impact non négligeable sur les disparités socioéconomiques de mortalité par cancer et, plus encore, sur leur incidence [7]. La mortalité par cancer, toutes localisations confondues, est plus élevée chez les personnes ayant un statut socioéconomique bas. Quelle que soit la localisation, le pronostic d’un cancer est moins bon dans les groupes sociaux défavorisés [2].

L’objectif de notre étude a été d’analyser rétrospectivement l’ensemble des cancers du col utérin traités au sein de deux institutions (les hôpitaux Xavier-Bichat [Paris-XVII] et Jean-Verdier [Bondy]), en fonction de leur appartenance à une population précaire et non précaire.

Patientes et méthodes

Les hôpitaux Xavier-Bichat (Paris-XVII) et Jean-Verdier (Bondy) ont pour caractéristique de se situer dans des régions dont la population est composée d’une très forte proportion de personnes en situation précaire. Le critère d’analyse principale de cette étude a été l’appartenance ou non de ces patientes à la population précaire telle que définit par le type de couverture médicale attribuée.

Les données sociales et démographiques des patientes (couverture sociale, lieu d’habitation, statut marital, situations professionnelles) ont été collectées à partir de la base informatique GILDAS de l’hôpital Bichat et de l’hôpital Verdier. Ont été considérées comme des patientes précaires, les femmes ayant une affiliation à la couverture maladie universelle (CMU), à l’aide médicale d’État (AME) ou à l’aide départementale d’État (avant 2000). Les femmes du groupe témoin en situation de non-précarité sont définies par leur affiliation à la sécurité sociale (SS) complétée ou non par une mutuelle (SSM).

Les données médicales ont été réunies à partir de l’analyse des dossiers médicaux des patientes. Les critères médicaux d’exclusion de cette étude sont :

• – les cancers du col de l’utérus diagnostiqués durant la grossesse ;
• – les cancers du col de type in situ ;
• – les récidives de cancer du col dont la prise en charge initiale a été extérieure aux deux hôpitaux sus-cités.

Nous avons exclu de notre étude 62 patientes de l’hôpital Bichat (dix dysplasies ou carcinomes in situ, 12 cancers de l’endomètre ou de l’ovaire, dix dossiers incomplets, quatre récidives non traitées initialement à Bichat, huit prises en charge initiales externes à Bichat, 15 dossiers non trouvés aux archives, trois patientes enceintes) et 31 patientes traitées à Jean-Verdier (quatre dysplasies ou carcinomes in situ, 14 cancers de l’endomètre ou d’origine indéterminée, deux récidives non traitées initialement à Bondy, deux dossiers incomplets, trois dossiers transférés en province, six dossiers traités en externe).

Une base de données de type Excel a été construite. Les données constituées de valeurs continues sont exprimées en moyenne et écart-type de la moyenne. Les données constituées de valeurs nominales sont exprimées en pourcentage. Les groupes cas et témoin sont comparés par l’intermédiaire d’un test t (valeurs continues) ou par un test du Chi² (valeurs nominales) ou par un test exact de Fisher (valeurs nominales). Les résultats sont considérés comme significatifs si la valeur de p est inférieure à 0,05. L’analyse de survie a été réalisée à partir du modèle de Cox. Les courbes de survie ont été réalisées selon la méthode de Kaplan-Meier. Une analyse multivariée a été réalisée en incluant dans le modèle de Cox les données significatives après analyse univariée (p < 0,05).

Résultats

Données sociodémographiques

La proportion de femmes de nationalité française est de 58,54, et 66 % des patientes de nationalité étrangères sont originaires d’Afrique du Nord ou d’Afrique noire. Il existe une répartition significativement différente des patientes de nationalité française lorsque l’on compare la population des femmes précaires et non précaires (26,83 vs 75,30 % ; p = 0,000 1).

Nous constatons que la majorité des patientes sont sans emploi (51,82 %). La différence entre patientes précaires et non précaires est hautement significative (90 vs 30 % ; p = 0,000 1). Le logement des patientes précaires repose sur un hébergement instable et ou insalubre (appartement familial, Samu social, associations caritatives, hôtel) dans 43,9 % des cas et seulement dans 1,23 % des cas chez les patientes non précaires (p = 0,000 1).

Les femmes en situation de précarité ont un âge moyen qui n’est pas significativement différent de celui des femmes considérées comme non précaires (52,2 ± 13,4 ans vs 51,13 ± 14,5 ans ; p > 0,05). Les patientes précaires ont significativement plus d’enfants que les patientes non précaires (4,3 ± 3,5 vs 2,2 ± 2 ; p = 0,000 1). Le pourcentage de « grandes multipares » (≥ 3 enfants) est de 62 % chez les patientes précaires, alors qu’il est de 36 % chez les patientes non précaires (p = 0,008).

Accès aux soins

Dépistage

Mode d’entrée à l’hôpital

43,9 % de l’ensemble des patientes ont été adressées à nos services par un gynécologue, 30,9 % par un médecin généraliste et 19,5 % n’ont pas été adressées. La distribution entre patientes précaires et non précaires est très significativement différente (p < 0,000 1). Ainsi, 54,3 % des patientes non précaires ont été adressées par un gynécologue, et 41,4 % des patientes précaires n’ont pas été adressées. La place du généraliste dans les deux populations est importante avec 34,1 et 29,6 % des recommandations pour les patientes précaires et non précaires respectivement.

Délai au diagnostic

57,72 % des patientes ont eu un bilan de leur cancer du col débuté avant la première consultation, cela concernant le plus souvent les patientes non précaires (36,59 vs 68,29 % ; p = 0,001).

Différence entre les deux hôpitaux étudiés

Les populations précaires traitées à l’hôpital Verdier ont consulté en proportion beaucoup plus importante par les urgences (72,22 %) et sans être adressées (55,55 %) par un correspondant comparativement aux patientes précaires traitées à l’hôpital Bichat qui ont initialement majoritairement consulté directement le service de gynécologie (60,87 %) et ont été majoritairement adressées par un médecin généraliste (43,48 %). De même, les patientes non précaires traitées à l’hôpital Verdier ont consulté en proportion moindre directement le service de gynécologie (47,62 %) et ont été essentiellement adressées par un médecin généraliste (42,85 %) comparativement aux patientes non précaires traitées à l’hôpital Bichat qui ont initialement majoritairement consulté directement le service de gynécologie (85,25 %) et ont été majoritairement adressées par un gynécologue (63,33 %). Il apparaît en fait qu’il n’existe pas de différence significative dans le mode d’accès aux soins entre les patientes précaires traitées à l’hôpital Bichat et les patientes non précaires traitées à l’hôpital Verdier. Le lien de ce résultat avec la différence majeure de densité médicale entre les départements correspondant à ces deux hôpitaux (Seine-Saint-Denis, Paris) n’est abordé qu’à titre indicatif par les densités rapportées de population générale, de médecin généraliste et de gynécologues.

Antécédents médicaux

La proportion de patientes ayant un antécédent familial de cancer du 1^er ou 2^e degré est similaire dans nos deux populations (7,3 vs 7,3 %).

Diagnostic et traitement

Trente-neuf pour cent des patientes ont bénéficié d’une radiochimiothérapie néoadjuvante concomitante et 13,8 % des patientes d’une radiothérapie néoadjuvante seule. Soixante-seize pour cent des patientes ont bénéficié d’une colpohystérectomie élargie. Quatre-vingt-onze pour cent des patientes opérées ont bénéficié d’un curage iliaque externe et 11,7 % d’un curage lombo-aortique. Une radiothérapie adjuvante a été réalisée chez 18,18 % des patientes, une curiethérapie chez 48,78 % d’entre elles. 8,13 % des patientes ont bénéficié d’une chimiothérapie adjuvante. Il n’existe aucune différence significative entre les deux groupes pour l’ensemble de ces données.

Suivi

Récidive

L’analyse univariée des récidives met en évidence que le statut précaire (p = 0,009 5), le stade FIGO (p = 6,1e-07) et le taux d’hémoglobine (p = 1,36e-05) sont les trois variables significativement associées au risque de récidive dans notre étude.

L’analyse multivariée, prenant en compte ces trois variables significatives, montre que seul le taux d’hémoglobine préthérapeutique est, ici, prédictif d’une récidive de la maladie.

Évolution métastatique et décès

L’analyse univariée des événements métastatiques met en évidence que seul le taux d’hémoglobine est, ici, une variable significative (p = 0,021).

L’analyse univariée du décès des patientes met en évidence que le statut précaire n’est pas une variable significative. L’âge (p = 0,02), le stade FIGO (p = 1,56e-07) et le taux d’hémoglobine (p = 0,004 3) sont les trois variables significativement associées au risque de décès. L’analyse multivariée prenant en compte ces trois variables montre que seul le stade FIGO est, ici, prédictif du décès des patientes.

Discussion

Nous avons déterminé dans cette étude le caractère précaire ou non précaire d’une patiente sur la base du type de couverture sociale. Nous avons pleinement conscience que ce n’est pas une définition parfaite et qu’un certain nombre de patientes affiliées au régime général de la SS peuvent être en fin de droit ou avoir de faibles revenus. Il n’en reste pas moins que les critères d’attribution de la CMU-AME-ADE se basent notamment sur le niveau des revenus. Notre population comporte une surreprésentation de patientes affiliées à la CMU-AME-ADE (33 %) en comparaison de la population française globale (8 %) [8]. Le caractère instable ou insalubre du logement (43,9 %), l’absence d’emploi (90 %), la forte proportion de patientes de nationalité étrangère (73,1 %), la parité significativement plus élevée (62 % des patientes précaires avaient au moins trois enfants ; p = 0,008), la présence de nombreux antécédents médicaux (43,9 %), la nécessité de consultations spécialisées afin d’équilibrer des pathologies chroniques (19,5 %) et la proportion de séropositivité VIH (7,3 %) au sein de la population que nous avons défini comme précaire souligne la pertinence du critère d’attribution de la CMU-AME-ADE. L’enquête « Santé et protection sociale » met à jour l’accumulation de nombreux facteurs de précarité parmi les détenteurs de la CMU ainsi qu’une augmentation de 20 % de la déclaration d’états pathologiques par rapport à la population générale [9]. Il n’existe pas de pathologies spécifiques à la précarité, celles-ci sont néanmoins aggravées par la précarité et le retard d’accès aux soins qu’elle entraîne [10-12]. Le fort pourcentage de patientes porteuses du VIH s’explique par la proportion élevée de patientes de nationalité étrangère, et notamment d’Afrique noire où sévit le VIH à l’état d’endémie [13, 14]. De même, la parité élevée s’explique essentiellement par la fécondité plus élevée des femmes étrangères en France avec 2,8 enfants/femme comparée à 1,72 enfant/femme pour la population de nationalité française [13].

35,5 % de l’ensemble de la population étudiée n’a jamais bénéficié d’un dépistage du cancer du col par frottis. La différence entre patientes précaires et non précaires est très significative (56,1 vs 25 % ; p = 0,008). Nous n’avons pas réussi à aborder la notion de fréquence de réalisation du frottis, ni celui de la date de réalisation du dernier frottis par rapport au diagnostic de cancer du col. L’étude de l’Inserm sur l’attitude de prévention en Île-de-France [15] met en évidence notamment les raisons de non-suivi gynécologique suivantes : origine migratoire et facteurs culturels ; manque d’information et d’éducation pour la santé ; barrière linguistique : faible niveau de revenu. Les données nord-américaines et européennes retrouvent plusieurs facteurs influençant l’accès au dépistage du cancer du col [16, 17] : niveau de revenu ; niveau d’étude ; catégorie socioprofessionnelle ; lieu de résidence ; type de protection sociale ; origine ethnique des patientes ; degré d’alphabétisation. Nous pouvons faire l’hypothèse qu’au moins un quart de notre population non précaire et plus de 50 % de notre population précaire sont constituées de patientes dont le développement du cancer du col était évitable. L’absence de dépistage est l’un des facteurs de risque majeur d’un cancer invasif [18-21]. Ce résultat met en exergue l’insuffisant ciblage des populations précaires pour le dépistage du cancer du col.

L’analyse du parcours d’accès aux soins met en évidence que les patientes précaires vont majoritairement prendre en charge leur maladie via le service des urgences générales de nos hôpitaux et cela sans aucun contact préalable avec le réseau médical de ville. Ces résultats sont similaires à ceux de la littérature mettant en évidence la forte consommation de soins hospitaliers de cette population [8]. L’hôpital est souvent pour les plus démunies un recours sanitaire exclusif [22]. Il est devenu le seul contact avec les services publics et un lieu privilégié pour faire valoir des droits d’accès aux soins, mais également l’ensemble des droits sociaux [23]. Pour la population précaire, l’accès aux soins de ville se fait majoritairement par le médecin généraliste. Cette différence est rapportée dans la plupart des études. Les groupes favorisés sur le plan socioculturel font appel plus souvent aux soins de ville, ainsi qu’aux soins plus techniques et spécialisés ; à l’inverse, les groupes défavorisés ont plus souvent recours à la médecine générale ou aux soins hospitaliers [8]. Nous montrons dans ce travail que l’accès aux soins est d’autant plus perturbé que les patientes ont un statut précaire et que la densité médicale locale est faible. La densité en gynécologue est de 4,8/100 000 habitants sur le département de Seine-Saint-Denis et de 15,3/100 000 habitants sur Paris. La densité en médecin généraliste est de 156/100 000 habitants sur le département de Seine-Saint-Denis et de 321/100 000 habitants sur Paris (DRASSIF). Nous montrons en fait que l’accès aux soins se fait de manière similaire pour les patientes précaires prises en charge à l’hôpital Xavier-Bichat et les patientes non précaires prises en charge à l’hôpital Jean-Verdier. Les patientes dont l’accès aux soins se rapproche le plus d’une prise en charge souhaitable sont les patientes non précaires prises en charge à l’hôpital Xavier-Bichat. Les patientes dont l’accès aux soins est le moins bon sont les patientes précaires prises en charge à l’hôpital Jean-Verdier. Nous faisons donc l’hypothèse que la faible densité médicale de Seine-Saint-Denis est responsable d’une réelle précarisation dans l’accès aux soins de patientes considérées comme non précaires.

Parmi les patientes symptomatiques, les patientes précaires consultent 1,8 mois plus tard après l’apparition de leurs premiers symptômes que les patientes non précaires (p = 0,032). Les dispositifs tels que la CMU, l’AME et l’ADE devaient permettre aux bénéficiaires un moindre renoncement aux soins pour des raisons financières [24]. Médecin du monde a déjà souligné que les femmes en situation difficile renoncent fréquemment aux soins pour des raisons économiques [8]. Vingt-deux pour cent des ménages bénéficiaires de la CMU déclarent avoir renoncé au moins à un soin [24]. En 2005, 8 % de la population française n’a pas de couverture santé, 10 à 15 % de la population globale [25] et 15 à 30 % des étudiants [26] renoncent à des soins curatifs.

Dans la plupart des études de la littérature les patientes précaires sont diagnostiquées à des stades plus avancés [16, 17]. Nous retrouvons cette tendance sans pour autant qu’elle soit significative. Contrairement aux données de la littérature, il n’existe pas de différence significative quant à la prise en charge thérapeutique [27]. Aux États-Unis, il existe des disparités dans le traitement. Les patientes de faible revenu ont des doses de radiothérapie et de curiethérapie moindres [2, 17]. Les raisons avancées sont le refus de traitement des patientes, les pathologies associées et les conditions techniques [27].

Les patientes précaires ont été plus nombreuses à manquer des consultations. La fragilité de leurs conditions de vie, de leurs liens sociaux et l’instabilité de leur emploi entravent leur prise en charge thérapeutique [8]. Les difficultés de fréquentations régulières des centres de soins par les personnes démunies sont clairement rapportées par l’étude PRECAR [28].

En dépit d’une population qui est insuffisamment concernée par le dépistage du cancer du col, dont l’accès aux soins est clairement retardé du fait d’un parcours non optimal, et dont le suivi postthérapeutique est variable, nous n’avons pas démontré d’impact en termes de stade FIGO de la maladie, de récidive, d’évolution métastatique ni de survie globale. La taille limitée de notre population ainsi que le recul insuffisant peuvent partiellement expliquer ce résultat. Le bas niveau socioéconomique est pourtant un facteur prédictif établit de survie dans le cancer du col [16]. D’autres études ont démontré que le niveau d’éducation, le type de travail, le lieu d’habitation, les revenus et la précarité influent sur le dépistage, le recours aux soins et, par voie de conséquence, sur le stade de la maladie, la récidive et la survie [29, 30].

Conclusion

Références

2 Coleman MP, Quaresma M, Berrino F, Lutz JM, De Angelis R, Capocaccia R, et al. Cancer survival in five continents: a worldwide population-based study (CONCORD). Lancet Oncol 2008 ; 9 : 730-56.

3 World Health Organisation. Preventing chronic diseases: a vital investment. WHO global report Geneva, 2005.

4 Coleman MP, Esteve J, Damiecki P, Arslan A, Renard H. Trends in cancer incidence and mortality. IARC Sci Publ 1993 ; 121 : 1-806.

5 Parkin D, Whelan S, Ferlay J. Cancer incidence in five continents, volume VIII. IARC Sci Publ 2002 ; 15 : 1-781.

6 Duport N. Données épidémiologiques sur le cancer du col de l’utérus — état des connaissances — actualisation 2008 — institut de veille sanitaire, http://www.invssante.fr/publications/2008/cancer_col_uterus_2008/cancer_col_uterus_2008.pdf. 2008.

7 Piana L, Leandri FX, Jacqueme B, Heid P, Corti J, Andrac-Meyer L, et al. Organized cervical cancer screening for underprivileged women. Bull Cancer 2007 ; 94 : 461-7.

8 Rapport n^o III. Évaluation de la loi CMU. Réalisé en application de l’article 34 de la loi n^o 99-641 du 27 juillet 1999 www.cmu.fr/userdocs/221-8_Rapport_Evaluation_2007.pdf. 2007:1-85.

9 Le Fur P, Perronin M. L’état de la santé des bénéficiaires de la couverture maladie complémentaire en 2002. Bull Inf Econ Sante 2003 : 76.

10 Rapport de l’observatoire de l’accès de la mission France de Médecin du monde 2005.

11 Collet M, Menahem G, Picard H. Précarités, risque et santé : enquête menée auprès des consultants des centres de soins gratuits (issue de l’enquête « logique de recours aux soins des personnes en situation de précarité » du Credes dite PrécaLog). 2003 ; Questions d’économie de la santé n^o 63:6.

12 Brixi O. Santé et précarité. Flammarion, 1998 ; (299).

13 Lebon A. La Documentation française. Rapport immigration et présence étrangère en France, 2002. 2004:134.

14 Anorlu RI. Cervical cancer: the sub-Saharan African perspective. Reprod Health Matters 2008 ; 16 : 41-9.

15 Chauvin P. Attitude et comportements individuels liés à la prévention du cancer en Île-de-France : résultats préliminaires et méthodologie de recueil de l’information auprès d’une cohorte représentative. Inserm U707, 2005.

16 Newmann SJ, Garner EO. Social inequities along the cervical cancer continuum: a structured review. Cancer Causes Control 2005 ; 16 : 63-70.

17 Garner EI. Cervical cancer: disparities in screening, treatment, and survival. Cancer Epidemiol Biomarkers Prev 2003 ; 12 : 242s-247s.

18 Baldauf JJ, Dreyfus M, Ritter J, Meyer P, Philippe E. Screening histories of incidence cases of cervical cancer and high-grade SIL. A comparison. Acta Cytol 1997 ; 41 : 1431-8.

19 Kenter GG, Schoonderwald EM, Koelma IA, Arentz N, Hermans J, Fleuren GJ. The cytological screening history of 469 patients with squamous cell carcinoma of the cervix uteri; does interval carcinoma exist? Acta Obstet Gynecol Scand 1996 ; 75 : 400-3.

20 Labbe S, Petitjean A. False negatives and quality assurance in cervico-uterine cytology. Ann Pathol 1999 ; 19 : 457-62.

21 Leyden WA, Manos MM, Geiger AM, Weinmann S, Mouchawar J, Bischoff K, et al. Cervical cancer in women with comprehensive health care access: attributable factors in the screening process. J Natl Cancer Inst 2005 ; 97 : 675-83.

22 Lebas J, Chauvin P. Précarité et santé. Paris : Flammarion, 1998.

23 De La Rosa E. Santé précarité et exclusion. PUF le sociologue, 1998.

24 Boisguerin B. État de santé et recours aux soins des bénéficiaires de la CMU. Un impact qui se consolide entre 2000 et 2003. DRESS 2004 ; 294 : 1-8.

25 Auvray L, Doussin A, Le Fur P. Santé, soins et protection sociale en 2002. Bull Inf Econ Sante 2003 ; 78 : 1-8.

26 Gremy I, Embersin C, Brouard C, Daydou E. Santé et recours aux soins des étudiants affiliés à la SMEREP. ADPS 2002 ; 41 : 10-3.

27 Mundt AJ, Connell PP, Campbell T, Hwang JH, Rotmensch J, Waggoner S. Race and clinical outcome in patients with carcinoma of the uterine cervix treated with radiation therapy. Gynecol Oncol 1998 ; 71 : 151-8.

28 PRECAR. http://www.u707jussieu/sir/region/rapport-precar.pdf.

29 Ueda K, Kawachi I, Tsukuma H. Cervical and corpus cancer survival disparities by socio-economic status in a metropolitan area of Japan. Cancer Sci 2006 ; 97 : 283-91.

30 Parikh S, Brennan P, Boffetta P. Meta-analysis of social inequality and the risk of cervical cancer. Int J Cancer 2003 ; 105 : 687-91.

31 Mignotte H, Perol D, Fontanière B, Nachury L-P, Blanc-Jouvand A, Fouillat V, et al. Le dépistage de masse du cancer du col utérin peut-il atteindre une population à risque ? Résultats d’un programme pilote de dépistage de masse du cancer du col utérin dans trois communes de l’agglomération lyonnaise. Bull Cancer 1999 ; 86 : 573-9.