Survie des patients atteints de cancer en France : Étude des registres du réseau FRANCIM

Survie des patients atteints de cancer en France Springer Paris Berlin Heidelberg New York Hong Kong Londres Milan To...

Author: P. Grosclaude | N. Bossard | L. Remontet | A. Belot | P. Arveux | A.M. Bouvier | G. Lauoy | M. Maynadié | M. Velten | J. Faivre | J. Estève

15 downloads 595 Views 47MB Size Report

This content was uploaded by our users and we assume good faith they have the permission to share this book. If you own the copyright to this book and it is wrongfully on our website, we offer a simple DMCA procedure to remove your content from our site. Start by pressing the button below!
Report copyright / DMCA form

DOWNLOAD PDF

Survie des patients atteints de cancer en France

Springer Paris Berlin Heidelberg New York Hong Kong Londres Milan Tokyo

Survie des patients atteints de cancer en France Étude des registres du réseau FRANCIM Coordinateurs : Pascale Grosclaude Nadine Bossard Laurent Remontet Aurélien Belot Patrick Arveux Anne Marie Bouvier Guy Launoy Marc Maynadié Michel Velten Jean Faivre Jacques Estève Étude collaborative : Réseau FRANCIM Service de biostatistique des Hospices civils de Lyon

Avec le soutien de la Ligue nationale contre le cancer

ISBN-13 : 978-2-287-39305-1 Springer Paris Berlin Heidelberg New York © Springer-Verlag France, 2007 Imprimé en France Cet ouvrage est soumis au copyright.Tous droits réservés, notamment la reproduction et la représentation, la traduction, la réimpression, l’exposé, la reproduction des illustrations et des tableaux, la transmission par voie d’enregistrement sonore ou visuel, la reproduction par microfilm ou tout autre moyen ainsi que la conservation des banques de données. La loi française sur le copyright du 9 septembre 1965 dans la version en vigueur n’autorise une reproduction intégrale ou partielle que dans certains cas, et en principe moyennant les paiements des droits. Toute représentation, reproduction, contrefaçon ou conservation dans une banque de données par quelque procédé que ce soit est sanctionnée par la loi pénale sur le copyright. L’utilisation dans cet ouvrage de désignations, dénominations commerciales, marques de fabrique, etc. , même sans spécification ne signifie pas que ces termes soient libres de la législation sur les marques de fabrique et la protection des marques et qu’ils puissent être utilisés par chacun. La maison d’éditions décline toute responsabilité quant à l’exactitude des indications de dosage et des modes d’emploi. Dans chaque cas il incombe à l’usager de vérifier les informations données par comparaison à la littérature existante.

Couverture : Jean-François Montmarché

Liste des coordinateurs

Pascale Grosclaude Registre des cancers du Tarn BP 37 81001 ALBI CEDEX Jacques Estève Nadine Bossard Laurent Remontet Aurélien Belot Service de biostatistique des Hospices civils de Lyon UMR 5558 Centre hospitalier Lyon Sud 69495 PIERRE-BENITE CEDEX Jean Faivre Anne-Marie Bouvier Registre bourguignon des cancers digestifs Faculté de médecine 7, boulevard Jeanne d’Arc BP 87900 21033 DIJON CEDEX Guy Launoy Registre digestif du Calvados CHRU Côte de Nacre UFR de médecine Avenue de Côte de Nacre 14032 CAEN CEDEX

V

Michel Velten Registre des cancers du Bas-Rhin Laboratoire d'épidémiologie et de santé publique Faculté de médecine 11, rue Humann 67085 STRASBOURG CEDEX Marc Maynadié Registre hématologique de Côte d’Or Faculté de médecine 7, boulevard Jeanne d’Arc 21033 DIJON CEDEX Patrick Arveux Registre gynécologique de Côte d’Or Centre G.-F. Leclerc 1, rue Professeur Marion BP 77980 21079 DIJON CEDEX

Préface J’ai connu les registres départementaux du cancer, de l’intérieur, ayant contribué à la création de l’un d’entre eux. Pendant les années quatre-vingts, le fait de limiter leur rôle à l’enregistrement des nouveaux cas était parfois avancé comme un élément facilitateur, la traçabilité des traitements et des résultats pouvant entraîner une réserve sur la transmission des données d’incidence. Fort heureusement, les registres français, regroupés depuis 1993 dans le Réseau FRANCIM, sont allés beaucoup plus loin et ont brillamment franchi cet écueil. La majoration de l’exhaustivité des données a été accompagnée d’une valeur ajoutée considérable dans deux autres domaines, celui du soin et celui de la survie. Un cancérologue de valeur, mais volontiers provocateur, disait : « Je préfère soigner les malades que les statistiques . » Ce temps est révolu. Les travaux du Réseau FRANCIM démontrent au contraire que c’est en soignant les statistiques que l’on contribue à mieux soigner les malades. Dès 2001, la Ligue nationale contre le cancer a estimé qu’une meilleure connaissance des modalités de traitement et des chiffres de survie était indispensable. C’est pourquoi elle a considéré qu’il était dans ses missions de soutenir dans sa totalité le programme « Observatoire des principales pathologies cancéreuses », mis en œuvre par le réseau des registres sous forme d’une grande base de données créée avec le service de biostatistique des Hospices Civils de Lyon. Les résultats de ce programme, présentés dans cet ouvrage, montrent clairement que les objectifs ont été atteints, tant les renseignements obtenus sont majeurs pour les pratiques de soins et pour l’observation des résultats à long terme. Des études d’impact ont montré que les traitements dits standard ne sont pas suffisamment suivis malgré un très haut niveau de preuve scientifique. Pour le traitement adjuvant du cancer du côlon opérable, 70 % des patients seulement, ont été traités selon les schémas recommandés. Dans les autres cas, il y a eu une indication de chimiothérapie hors standards ou bien une absence de chimiothérapie alors qu’elle était recommandée. Cette discordance peut induire soit des traitements inutiles soit des pertes de chance. Connaître les traitements est une nécessité pour une réflexion sur l’égalité de soins comme pour l’étude de la survie. Félicitons les auteurs de permettre pour la première fois à notre pays de disposer des chiffres de survie d’une importante population de 205 602 malades âgés de plus de 15 ans et diagnostiqués entre 1989 et 1997. L’intérêt de cette cohorte est supérieur aux données européennes de l'étude EUROCARE, dont l’élargissement du périmètre de recueil se fait au détriment de l’homogénéité. Comme il est de règle, la survie à 5 ans rapportée est la survie relative correspondant à la survie réelle corrigée pour les autres causes de décès que le cancer. L’intérêt considérable d’une base de données aussi importante est qu’elle permet de maintenir dans les sous-groupes une grande puissance statistique (30 923 cancers du sein et 35 627 cancers du côlon enregistrés) La survie relative à 5 ans est de 84 % pour le cancer du sein, 77 % pour le cancer de la prostate, 56 % pour le cancer colorectal et 13 % pour le cancer du poumon. Par comparaison avec le registre EUROCARE, la France est bien placée, à la deuxième marche du podium européen. Quand on observe les cas diagnostiqués entre 1989 et 1997, la survie a souvent été améliorée au fil des années. Ce sont des tendances fortes qui laissent prévoir que pour les malades traités depuis les années 2000, les résultats seront encore meilleurs. Il est donc d’autant plus regrettable que les malades d’aujourd’hui soient parfois pénalisés par la projection sur leur devenir des chiffres du passé… La surmortalité annuelle après cinq ans dépasse rarement 2 à 4 %, qu’il s’agisse de localisations à pronostic favorable ou à pronostic moins favorable. L’affinement des études de la survie

VII


conditionnelle, à distance des cinq premières années, est capital afin que les malades et leurs associations disposent d’éléments plus précis pour améliorer l’assurabilité après traitement d’un cancer. La Ligue nationale contre le cancer soutiendra ces travaux. Je recommande fortement la lecture de cet ouvrage, très dense, aux cancérologues, mais également aux décideurs et acteurs du domaine de la cancérologie : pouvoirs publics, assurancemaladie, mutuelles, associations de malades. Je suis certain qu’il va faire date par la richesse de son contenu décrivant le suivi de 205 562 personnes. On citera cet ouvrage comme un point de repère essentiel de la cancérologie des dernières années du XXe siècle. Sans renoncer à leurs disciplines de base, l’épidémiologie et la biostatistique, les médecins des registres et leurs équipes, nous démontrent qu’ils sont totalement des médecins au sens le plus profond du terme. Ils tiennent un rôle de soignants en analysant les résultats des traitements. Ils font également une entrée remarquée dans le champ sociétal puisqu’en cernant la vérité scientifique sur la survie, ils contribuent à améliorer l’avenir social des personnes traitées pour cancer. Henri Pujol Président de la Ligue nationale contre le cancer

VIII

Introduction

Sommaire

1 - Introduction. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 1

■ Recueil du statut vital . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 6 ■ Contrôles des données . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 7 ■ Critères d’inclusion . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 8

Matériel

2 - Matériel . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 5

■ Classification des cancers. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 9

4 - Présentation des résultats et guide de lecture. . . . . . . . . . . . . . . . . . . 17 ■ Présentation des résultats . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 18 ■ Guide de lecture . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 19

Méthode

3 - Méthode d’estimation de la survie relative et modélisation de l’effet des facteurs pronostiques. . . . . . . . . . . . . . . . 11

■ Description de la base de données . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 29 Lèvre. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 37 Langue. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 41 Cavité orale . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 49 Glandes salivaires. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 57

Guide de lecture

5 - Résultats . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 27

Oropharynx . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 65 Nasopharynx . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 73 Tête et cou . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 89 Œsophage . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 97 Estomac . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 105

Résultats

Hypopharynx. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 81

Intestin grêle . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 113 Côlon . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 121 Côlon-rectum . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 137 Foie. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 145

IX

Annexes

Rectum . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 129

Introduction Introduction


Voies biliaires . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 153 Matériel Matériel

Pancréas . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 161 Fosses nasales, sinus annexes de la face, oreille moyenne et oreille interne . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 169 Larynx . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 177 Poumon . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 185 Mésothéliome de la plèvre . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 193

Guide Résultats de lecture Guide de lecture

Méthode Méthode

Os, articulations et cartilage articulaire . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 201 Mélanome de la peau . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 209 Tissus mous . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 217 Sein. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 225 Vulve et vagin . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 233 Col utérin . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 241 Corps utérin. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 249 Ovaire . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 257 Pénis. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 265 Prostate. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 273 Testicule . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 283 Rein . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 291 Vessie . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 299 Mélanome de l’œil . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 309 Système nerveux central . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 315

Étude Annexes Eurocare III Annexes

Annexes Résultats

Thyroïde . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 323 Lymphomes malins non hodgkiniens . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 331 Leucémie lymphoïde chronique . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 339 Leucémie aiguë lymphoblastique. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 347 Leucémie myéloïde chronique. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 355 Leucémie aiguë myéloblastique . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 363 Maladie de Hodgkin. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 371 Myélome multiple. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 379 Macroglobulinémie de Waldenström . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 387

X

Introduction Introduction

Sommaire

Tous cancers et synthèse . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 393 I - Registre des Cancers participant . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 402

XI

Étude Annexes Eurocare III

Résultats Annexes

Guide Résultats Guide de lecture de lecture

MéthodeMéthode

II - Structure d’âge de la population de l’étude EUROCARE 3. . . . . . . . . . 404

Matériel Matériel

Annexes

1 Introduction

11

Introduction


Introduction Le réseau FRANCIM a mis en œuvre un projet d’observatoire des principales pathologies cancéreuses en France, de façon à fournir aux autorités sanitaires les éléments nécessaires à une politique efficace de prise en charge de ces cancers. Il fournit les données d’incidence du cancer en France, grâce à l’activité d’enregistrement de plus de vingt registres départementaux à travers la France. L’ensemble des données d’incidence est centralisé au sein d’une base commune située aux Hospices Civils de Lyon (HCL), et administrée conjointement depuis 2005 par le réseau FRANCIM, les Hospices Civils de Lyon et l’Institut National de Veille Sanitaire. Le réseau s’est par ailleurs fixé d’autres objectifs épidémiologiques, dont l’estimation de la survie des patients atteints de cancer et l’étude des pratiques de soins pour les cancers les plus fréquents (sein, côlon-rectum, prostate, sphère oto-rhino-laryngologique et poumon). Les études de survie effectuées à partir de données de population sont l’objet d’un intérêt croissant : le nombre de publications dans ce domaine a été multiplié par quatre en dix ans. Les estimations de survie fournies par ces études sont essentielles pour une meilleure connaissance de l’épidémiologie du cancer et de son impact sur la santé publique ; elles permettent d’évaluer et d’améliorer la politique de prévention et de prise en charge de la maladie. Pour l’Europe, il est habituel de considérer comme étude de référence le projet EUROCARE, projet maintenant à jour une base de données de plus de six millions de cas de cancers diagnostiqués depuis 1979 dans vingt-deux pays européens (1-7). La dernière publication de ce groupe de travail est l’étude EUROCARE 3, qui concerne la période de diagnostic 1990-1994 (4-7). Le groupe EUROCARE rapporte des résultats pour un certain nombre de pays européens, et pour la population européenne qu’ils constituent. Dans son sillage sont également publiées des études relatives à une localisation, ou à un sous-groupe de patients comme les enfants et les personnes âgées (8-9), des études analysant les origines possibles des différences observées entre pays ou encore des études dites « haute résolution », évaluant un facteur pronostique particulier non recueilli en routine au sein d’un registre (10-13). Les références citées ne sont pas exhaustives. Par ailleurs, de nombreuses études européennes de survie ont également été publiées en marge du projet EUROCARE (par exemple : 14-16). Pour la France, certains registres ont aussi acquis l’expérience de telles études de survie (17-25). C’est dans ce contexte que le réseau FRANCIM, fort de l’existence de la base commune centralisée, s’est fixé comme objectif d’estimer la survie des patients atteints de cancer en France, à partir de l’ensemble de ses données. Nous rapportons ici la première étude de survie réunissant l’ensemble des données du réseau FRANCIM, réseau regroupant la grande majorité des registres départementaux couvrant le territoire français. Elle porte sur tous les cas de cancer enregistrés par les différents registres du réseau et diagnostiqués sur la période 1989-1997. Elle est le fruit de la collaboration de tous les chercheurs du réseau FRANCIM, qui ont effectué une mise à jour du statut vital au 1er janvier 2002 de tous les cas figurant dans la base selon une procédure standardisée, et qui ont interprété l’ensemble des résultats. Ces derniers ont été produits selon une méthodologie statistique qui a été mise en œuvre au sein du service de biostatistique des Hospices Civils de Lyon. Cette étude a pu être menée grâce au soutien de la Ligue Nationale de Lutte Contre le Cancer (26).

2

Références 1. Berrino F, Sant M, Verdecchia A et al, editors. Survival of Cancer Patients in Europe: The EUROCARE study. IARC Sci Publ N° 132. Lyon: IARC; 1995. 2. Berrino F, Gatta G, Chessa E, Valente F, Capocaccia R. Introduction: the EUROCARE II Study. Eur J Cancer. 1998;34(14 Spec No):2139-53. 3. Berrino F, Capocaccia R, Esteve J et al, editors. Survival of Cancer Patients in Europe: the EUROCARE-2 Study. IARC Sci Publ N° 151. Lyon: IARC; 1999. 4. Berrino F. The EUROCARE Study: strengths, limitations and perspectives of population-based, comparative survival studies. Ann Oncol. 2003;14 Suppl 5:v9-13. 5. Capocaccia R, Gatta G, Roazzi P et al. The EUROCARE-3 database: methodology of data collection, standardisation, quality control and statistical analysis. Ann Oncol. 2003;14 Suppl 5:v14-27. 6. Sant M, Aareleid T, Berrino F et al. EUROCARE-3: survival of cancer patients diagnosed 1990-94--results and commentary. Ann Oncol. 2003;14 Suppl 5:v61-118. 7. Coleman MP, Gatta G, Verdecchia A et al. EUROCARE-3 summary: cancer survival in Europe at the end of the 20th century. Ann Oncol. 2003;14 Suppl 5:v128-49. 8. Vercelli M, Lillini R, Capocaccia R et al. Cancer survival in the elderly: effects of socio-economic factors and health care system features (ELDCARE project). Eur J Cancer. 2006;42:234-42. 9. Gatta G, Capocaccia R, Stiller C et al. Childhood cancer survival trends in Europe: a EUROCARE Working Group study. J Clin Oncol. 2005;23:3742-51. 10. Verdecchia A, Corazziari I, Gatta G et al. Explaining gastric cancer survival differences among European countries. Int J Cancer. 2004;109:737-41. 11. Gatta G, Ciccolallo L, Capocaccia R et al. Differences in colorectal cancer survival between European and US populations: the importance of sub-site and morphology. Eur J Cancer. 2003;39:2214-22. 12. Gatta G, Capocaccia R, Sant M et al. Understanding variations in survival for colorectal cancer in Europe: a EUROCARE high resolution study. Gut. 2000;47:533-8. 13. Gatta G, Faivre J, Capocaccia R, Ponz de Leon M. Survival of colorectal cancer patients in Europe during the period 1978-1989. Eur J Cancer. 1998;34:2176-83. 14. Brenner H, Hakulinen T. Long-term cancer patient survival achieved by the end of the 20th century: most upto-date estimates from the nationwide Finnish cancer registry. Br J Cancer. 2001;85: 367-71. 15. Talback M, Stenbeck M, Rosen M. Up-to-date long-term survival of cancer patients: an evaluation of period analysis on Swedish Cancer Registry data. Eur J Cancer. 2004;40: 1361-72. 16. Coleman MP, Babb P, Damiecki P et al. Cancer Survival Trends in England and Wales, 1971-1995: deprivation and NHS Region. London: Office for National Statistics; 1998. 17. Mitry E, Bouvier AM, Esteve J, Faivre J. Improvement in colorectal cancer survival: a population-based study. Eur J Cancer. 2005;41:2297-303. 18. Faivre-Finn C, Bouvier-Benhamiche AM, Phelip JM, Manfredi S, Dancourt V, Faivre J. Côlon cancer in France: evidence for improvement in management and survival. Gut. 2002;51:60-4. 19. Guyot F, Faivre J, Manfredi S, Meny B, Bonithon-Kopp C, Bouvier AM. Time trends in the treatment and survival of recurrences from colorectal cancer. Ann Oncol. 2005;16:756-61. 20. Bouvier AM, Launoy G, Lepage C, Faivre J. Trends in the management and survival of digestive tract cancers among patients aged over 80 years. Aliment Pharmacol Ther. 2005;22:233-41. 21. Desandes E, Lacour B, Sommelet D et al. Cancer survival among adolescents in France. Eur J Cancer. 2006;42:403-9. 22. Desoubeaux N, Herbert C, Launoy G, Maurel J, Gignoux M. Social environment and prognosis of colorectal cancer patients : a French population-based study. Int J Cancer. 1997; 73:317-22. 23. Grosclaude P, Côlonna M, Hedelin G et al. Survival of women with breast cancer in France: variation with age, stage and treatment. Breast Cancer Res Treat. 2001;70:137-43. 24. Foegle J, Hedelin G, Lebitasy MP, Purohit A, Velten M, Quoix E. Non-small-cell lung cancer in a French department, (1982-1997): management and outcome. Br J Cancer. 2005;92:459-66. 25. Mennecier B, Lebitasy MP, Moreau L et al. Women and small cell lung cancer: social characteristics, medical history, management and survival: a retrospective study of all the male and female cases diagnosed in Bas-Rhin (Eastern France) between 1981 and 1994. Lung Cancer. 2003;42:141-52. 26. Bossard N, Velten M, Remontet L et al. A population-based study from the association of the French Cancer Registries (FRANCIM) Eur J Cancer. 2006. DOI:10.1016/J ejca.2006.07.021

3

Introduction


2 Matériel

z 5 55


Matériel

Les registres du réseau FRANCIM ayant participé à notre étude couvrent 14 départements français. L’étude a porté sur tous les cas enregistrés entre 1989 et 1997 dans ces registres. Le tableau 1 fournit le type de cancers enregistrés et la période effective de diagnostic des cas.

Tableau 1

(1) (2)

Départements

Cancers enregistrés par le ou les registres

Période de diagnostic

Bas-Rhin Calvados Doubs Haut-Rhin Hérault Isère Manche Somme Tarn Ardennes Côte-d’Or Loire-Atlantique Marne Saône-et-Loire

Tous cancers Tous cancers Tous cancers Tous cancers Tous cancers Tous cancers Tous cancers Tous cancers Tous cancers Thyroïde Hématologiques et digestifs Côlon, rectum et sein Thyroïde Digestifs

1989-1997 1989-1997 1989-1997 1989-1997 1995-1997(1) 1989-1997 1994-1997(2) 1989-1997 1989-1997 1989-1997 1989-1997 1989-1997 1989-1997 1989-1997

Pour des raisons techniques, l’enquête survie n’a pu débuter qu’en 1995. Registre créé en 1994.

Recueil du statut vital Le recueil du statut vital devait relever d’une méthodologie la plus homogène possible au niveau du réseau FRANCIM. Une hétérogénéité initiale dans la méthode de recueil du statut vital entre les différents registres départementaux a nécessité une harmonisation des procédures, et un certain nombre de règles ont dû être précisées. Une date de point a été fixée au 1er janvier 2002 et il a été fait appel en première intention à deux procédures qualitativement équivalentes : l’enquête auprès de la mairie de naissance et l’interrogation du « Répertoire National d’Identification des Personnes Physiques » (RNIPP). Pour chacune de ces procédures, le lieu de naissance était une donnée nécessaire et incontournable. Sa recherche a constitué une première étape et les modalités de celle-ci ont dû être, elles aussi, précisées dans le protocole, afin de s’assurer d’une certaine homogénéité entre les registres. D’autres sources utilisables en seconde intention ont été autorisées (mairies de résidence pour

6

les communes de petite taille, caisses d’assurance-maladie, dossier médical) à la condition d’en attendre une certaine fiabilité, ce qui dépendait essentiellement des conditions locales. Le département du Haut-Rhin a effectué le recueil du statut vital en utilisant le fichier domiciliaire, encore maintenu à jour. Ce cas de figure était particulier et relevait d’éléments historiques. Dans le cadre de cette étude, étaient définis comme perdus de vue les individus dont la date de dernières nouvelles était antérieure à la date de point ; les patients survivants au-delà de cette date de point ont été censurés à cette date (1er janvier 2002). Les perdus de vue à un temps donné n’ayant pas la même probabilité de survie au-delà du temps d’observation que les censurés à la date de point, les résultats de l’analyse de survie pouvaient comporter un biais si les perdus de vue étaient nombreux. L’objectif global de l’ensemble de la procédure était donc d’obtenir un pourcentage de perdus de vue le plus faible possible, afin de minimiser le biais potentiellement introduit par leur présence dans l’analyse. Note : la qualité de l’information fournie par le RNIPP est a priori inégale entre personnes nées en France et personnes nées à l’étranger. Ces dernières constituaient 9 % de l’effectif des cas censurés.

Contrôles des données Les données sont transmises au centre de coordination de l’étude (service de biostatistique des Hospices Civils de Lyon) selon une procédure standardisée. Elles sont intégrées dans une base de données relationnelle (sous ORACLE 9i ®) où l’information sur le patient et l’information sur sa (ses) tumeur(s) constituent deux tables distinctes (reliées par un identifiant patient). Les enregistrements pour lesquels le sexe, l’année de naissance ou l’année de diagnostic sont manquants ne sont pas transmis à la base commune. Des contrôles de cohérence sont effectués par l’intermédiaire de requêtes spécifiques et du logiciel IARCTools - logiciel édité par le Centre International de Recherche sur le Cancer (CIRC) et destiné aux registres de cancers. L’enregistrement fait l’objet d’un retour au registre pour correction en cas d’erreur ou d’incohérence, ou pour confirmation en cas de codage atypique. Les contrôles effectués permettent principalement de s’assurer que : ■ chaque variable présente des modalités permises par le protocole ; ■ les dates présentent une chronologie cohérente; ■ la topographie et la morphologie sont compatibles avec le sexe et l’âge du patient ; ■ chaque patient présente au moins une tumeur et chaque tumeur est associée à un patient.

Si, après consultation des registres, des dates restent incomplètes (jour ou/et mois manquants), une règle de remplacement est appliquée : ■

si le jour d’une date est manquant, le jour central (16) est attribué ; toutefois, si le mois et l’année des dernières nouvelles sont identiques aux mois et année de diagnostic mais que l’un des deux jours est manquant, alors les deux dates sont supposées identiques (formées avec le jour disponible) ;

7

Matériel



Matériel

■

si le jour et le mois d’une date sont manquants, le jour central d’une année (2 juillet) est attribué ; ■ si l’année de dernières nouvelles (ou de décès) est la même que l’année de diagnostic; mais que le mois des dernières nouvelles est inconnu, la date « à mi-chemin » entre la date de diagnostic et le 31 décembre est attribuée à la date de dernières nouvelles ; ■ si l’année de dernières nouvelles (ou de décès) est la même que l’année de diagnostic, mais que le mois de diagnostic est inconnu, la date médiane entre le 1er janvier et la date de dernières nouvelles est attribuée à la date de diagnostic.

La fréquence de ce recodage des dates est décrite dans le chapitre 5 « Description de la base de données ».

Critères d’inclusion La question des « certificats de décès seuls » Les situations de DCO (Death Certificate Only) des autres pays n’existent pas au niveau des données françaises : lorsque aucune autre information n’est retrouvée suite à un certificat de décès, le cas n’est pas enregistré. Les situations de date de décès identique à la date de diagnostic ne correspondent pas à des dates de diagnostic inconnues, mais à des décès survenant très rapidement après le diagnostic. La base de diagnostic est souvent une base anatomopathologique. Ces cas ont été maintenus dans l’analyse. En cas de survie égale à 0, une valeur de un jour a été attribuée. Individus présentant plusieurs tumeurs Toutes les tumeurs primitives d’un individu ont été incluses dans l’analyse, l’exclusion systématique des secondes tumeurs ayant peu de justification et se révèlant de toute façon difficile, voire impossible, notamment pour les registres spécialisés. En conclusion, l’étude ne présente aucun critère d’exclusion si ce n’est un âge inférieur à 15 ans.

8


Classification des cancers

Tableau 2 : Classification utilisée dans cet ouvrage (selon la Classification Internationale des Maladies Oncologiques 2e édition, CIMO2). Sites

Topographie(1)

Morphologie(2)

Lèvre Langue Cavité orale Glandes salivaires Oropharynx Nasopharynx Hypopharynx Tête et cou

C00 C01 à C02 C03 à C06 C07 à C08 C09 à C10 C11 C12 à C13 C01 à C06 C09 à C13 C15 C16 C17 C18 C19 à C21 C18 à C21 C22 C23 à C24 C25 C30 à C31

toutes toutes toutes toutes toutes toutes toutes toutes toutes toutes toutes toutes toutes toutes toutes toutes toutes toutes

C32 C33 à C34 C384

toutes toutes 90503 à 90533

C40 à C41

toutes

Œsophage Estomac Intestin grêle Côlon Rectum Côlon-rectum Foie Voies biliaires Pancréas Fosses nasales, sinus annexes de la face, oreille moyenne et oreille interne Larynx Poumon Mésothéliome de la plèvre Os, articulations et cartilage articulaire

9

Matériel

La classification utilisée dans cet ouvrage fait l’objet du tableau 2.

Matériel Matériel


Sites

Topographie(1)

Morphologie(2)

Mélanome de la peau Tissus mous Sein Vulve et vagin Col utérin Corps utérin Ovaire

C44 C47 à C49 C50 C51 à C52 C53 C54 C56.9 à C57.4

Pénis Prostate Testicule Rein Vessie Mélanome de l’œil

C60 C61 C62 C64 C67 C69.2, C69.3, C69.4, C69.6, C69.8, C69.9 C71 C739 toutes

87203 à 87803 toutes toutes toutes toutes toutes toutes exceptées 84423, 84513, 84613, 84623, 84723, 84733 toutes toutes toutes toutes toutes 87203 à 87803

Système nerveux central Thyroïde Lymphome malin non hodgkinien Leucémie lymphoïde chronique Leucémie aiguë lymphoblastique Leucémie myéloïde chronique Leucémie aiguë myéloblastique Maladie de Hodgkin Myélome multiple Macroglobulinémie de Waldenström Tous cancers(3)

toutes

toutes toutes 95903 à 95953, 96703 à 97233 98233

toutes

98213, 98263, 98273

toutes

98633

toutes toutes toutes toutes

98613, 98403, 98663, 98673, 98913, 99103 96503 à 96673 97313 à 97323 97613

C00 à C80

toutes

(1)

Les tumeurs hématologiques forment des sites spécifiques et sont exclues des tumeurs solides (c’est-à-dire qu’un lymphome situé à l’estomac n’est analysé que comme «lymphome»). (2) Seuls les cancers infiltrants sont inclus (/3). (3) Les cancers de la peau, autres que les mélanomes, sont exclus.

10

3 Méthode d’estimation de la survie relative et modélisation de l’effet des facteurs pronostiques

11


Méthode

L’ensemble de la méthode est rapporté en détail dans l’article de Remontet et al (1). Nous en présentons ici les lignes principales. L’estimation de la survie relative est fondée sur l’estimation de l’excès de mortalité (2) dans la population des patients atteints de cancer lorsqu’elle est comparée à la mortalité qu’on attendrait dans une population de personnes semblables n’ayant pas la maladie

λ (t, x) = λc (t, x) + λatt (t + a,z) (1) où - λ est le taux de mortalité observé dans la population des patients étudiés au temps t; - t est le temps écoulé depuis le diagnostic ; - x est le vecteur des éventuelles covariables pronostiques; - λc est le taux de mortalité en excès lié au cancer, qui constitue la quantité qui doit être estimée; - λatt est le taux de mortalité attendue au moment du décès éventuel du patient dont les caractéristiques sont définies par le vecteur z ; - a est l’âge au diagnostic; - z est le vecteur des caractéristiques pour lesquelles la mortalité attendue est connue, ici le sexe, l’année de décès et le département de résidence. Les taux attendus de mortalité λatt ont été obtenus auprès de l’INSEE pour les années allant de 1989 à 2001, pour l’ensemble des départements de la France. Une variabilité extrême des taux au-delà de 90 ans a rendu nécessaire leur lissage. Ce dernier a été obtenu après modélisation des taux observés à partir de 60 ans. Le modèle ayant donné lieu aux prédictions est un modèle poissonien comprenant les covariables département, période et un terme d’interaction département* âge ; il a été réalisé séparément pour les hommes et pour les femmes. L’estimation de λc a fait appel au modèle à taux proportionnels suivant :

log[ λc (t, x) ] = fo (t) + β’x

(2)

où fo (t), le taux de base, est une fonction paramétrique du temps. Les composantes du vecteur β sont les logarithmes des taux relatifs associés aux covariables définies par le vecteur x (le taux relatif d’une population est le rapport de son taux de mortalité à celui d’une population de référence). Dans le cas où fo est une fonction paramétrique constante par intervalles, la vraisemblance du modèle de survie issu de l’équation (1) est identique à celle d’un modèle de Poisson ayant des spécifications adéquates, plaçant ainsi l’estimation des paramètres dans le cadre favorable des Modèles Linéaires Généralisés (3). Lorsque fo est une fonction continue, cette approche poissonienne reste encore utilisable mais elle requiert une adaptation spécifique (1) : les estimations issues de cette approche sont alors identiques à celles issues de la maximisation directe de la vraisemblance. Dans la production des résultats de cet ouvrage, nous avons privilégié l’approche poissonienne (plutôt que la maximisation directe de la vraisemblance) du fait d’une plus grande souplesse de mise en œuvre.

12


Les calculs et la production des tableaux et figures ont été entièrement automatisés par l’intermédiaire du logiciel statistique «S-PLUS» et du logiciel de traitement de texte LATEX.

La stratégie d’analyse se décline en trois étapes : Première étape : Les survies relatives à 1, 3 et 5 ans ont été estimées globalement et au sein des sous-groupes d’individus définis par le sexe, l’âge (5 classes en années : [15;45[, [45;55[, [55;65[, [65;75[, [75;++[) et la période de diagnostic ([1989;1991], [1992;1994], [1995;1997]). Pour ces estimations, le modèle univarié suivant : (3)

a été appliqué au sein de chaque sous-groupe, fo (t) étant une fonction continue. Aucun vecteur de covariables x n’a donc été inclus dans le modèle. Une attention particulière a porté sur le choix de la fonction paramétrique fo (t), dont dépendait essentiellement la qualité de l’estimation des taux de mortalité ajoutés par la maladie. Les paramètres de la fonction fo (t) ont été estimés à partir des données de suivi entre 0 et 10 ans. Cette option est justifiée par la priorité donnée ici à une modélisation optimale de la fonction fo (t). Six fonctions candidates ont été explorées pour chaque jeu de données : un spline cubique de régression à 2 nœuds (localisés à 1 et 5 ans), un spline cubique à 1 nœud (localisé à 1 an), un polynôme cubique, un polynôme quadratique, une fonction linéaire et une fonction constante. Le critère d’Akaike (AIC) a conduit au choix de l’une de ces fonctions pour l’estimation de la survie ; en cas de faible effectif (nombre de décès inférieur à 20), le choix était restreint à celui du modèle linéaire ou du modèle constant. Les taux de mortalité instantanés (λc ) et cumulés (Λc ) ont pu ainsi être estimés, ainsi que leur intervalle de confiance en utilisant l’approximation normale après transformation logarithmique. Les probabilités de survie Sc(t) en ont été déduites, selon la relation classique S(t) = exp(-Λc (t)). Outre les estimations de survie à 1, 3 et 5 ans, cette méthode a permis de connaître l’évolution du taux de mortalité ajouté par le cancer en fonction du temps. Les estimations de la survie brute ont été produites selon le même modèle et la même méthodologie que pour la survie relative, en fixant les taux attendus de mortalité à 0.

Deuxième étape : Une estimation des probabilités de survie relative «standardisées pour l’âge» par sexe et par période a été calculée à partir des survies relatives établies dans chaque classe d’âge a selon la méthodologie de la première étape. Cette standardisation directe a utilisé la structure d’âge de la population EUROCARE 3 pour chaque site, Sstd(t) = waSa(t) (4) a où: - Sstd(t) est la survie relative standardisée au temps t (t =1, 3 et 5 ans) ; - a indice les cinq classes d’âge ;

Σ

13

Méthode

log[ λc (t) ] = fo (t)


- wa est la proportion de personnes appartenant à la classe a dans la population type (annexe); - Sa(t) est la survie relative estimée par la méthode de la première étape pour la classe a de la population pour laquelle la survie standardisée est calculée.

Troisième étape : Analyse multivariée L’analyse des effets des covariables sexe, âge au diagnostic, département et année de diagnostic a été réalisée à partir des données de suivi de 0 à 5 ans, en utilisant le même modèle que celui décrit précédemment dans sa forme multivariée :

Méthode

log[ λc (t, x) ] = fo (t) + g (âge) + βs (sexe) + βadiag (années) + βd (dept) (5) Les covariables ont été introduites de façon catégorielle pour le sexe et le département, comme fonction continue linéaire pour l’année de diagnostic. La pente correspondante, dont la signification a été évaluée par le test de Wald, mesure l’amélioration éventuelle de la survie avec l’année de diagnostic. En revanche, l’âge au diagnostic a été introduit sous la forme d’un spline cubique de régression g avec un nœud situé à l’âge moyen. L’apport de ce modèle à l’égard d’un modèle avec effet strictement linéaire de l’âge a été évalué par le test du rapport de vraisemblance (Khi carré à 3 degrés de liberté). Les taux relatifs correspondant aux effets de chaque département ont été déterminés par rapport à la moyenne des taux départementaux grâce à l’utilisation de « contrastes » adéquats (voir paragraphe « Guide de lecture »). L’effet « département » a été testé selon un test global du rapport de vraisemblance (vraisemblance des modèles avec et sans la variable département). Le taux relatif correspondant à l’effet du sexe a été déterminé en prenant la population masculine comme référence. Sa signification a été testée par un test de Wald. Analyse approfondie de l’effet de l’âge L’âge étant un facteur pronostique fort de la survie relative, une attention particulière a été portée sur la modélisation de son effet. Pour cela, l’hypothèse de proportionnalité de l’effet de l’âge a été explorée en ajustant les deux modèles suivants :

log[ λc (t, âge) ] = fo (t) + g (âge)

(6)

log[ λc (t, âge) ] = fo (t) + g (âge) + h(t) × âge (7) où fo, g et h sont des splines cubiques de régression à 1 nœud (nœud situé à 1 an de suivi pour fo et h, à l'âge moyen pour g ). Le modèle (6) suppose la proportionnalité de l’effet de l’âge, alors que cette hypothèse est levée dans le cas du modèle (7) par la présence du terme h(t) × âge : l’hypothèse de proportionna-

14


lité peut donc être testée entre ces 2 modèles emboîtés par un test du rapport de vraisemblance (4 degrés de liberté). Note : les modèles (6) et (7) ne sont pas ajustés pour les autres covariables (sexe, année, département).

Références

Méthode

1. Remontet L, Bossard N, Belot A, Esteve J and the French cancer registries network FRANCIM. An overall strategy based on regression models to estimate relative survival and model effects of prognostic factors in cancer survival studies. Statistics in Medicine. 2006. DOI:10.1002/Sim.2656. 2. Esteve J, Benhamou E, Croasdale M, Raymond L. Relative survival and the estimation of net survival: elements for further discussion. Statistics in Medicine. 1990;9:529-38. 3. Dickman PW, Sloggett A, Hills M, Hakulinen T. Regression models for relative survival. Statistics in Medicine. 2004; 23:51-64.

15

4 Présentation des résultats et guide de lecture

17


Présentation des résultats

Présentation des résultats et guide de lecture

Une description de la base de données est présentée dans le chapitre suivant. Elle comprend notamment les éléments concernant les effectifs analysés et l’état de la base touchant la connaissance du statut vital. Le chapitre « Estimation de la survie par cancer » comprend l’ensemble des résultats de l’analyse de survie. Après un rappel sur l’incidence et la mortalité du cancer (où les taux sont rapportés pour 100 000 personnes-années), la présentation type pour chaque site est la suivante.

Survie brute et survie relative (non standardisées pour l’âge), en fonction du sexe, de l’âge et de la période. Les résultats qui suivent sont issus de l’analyse univariée décrite au chapitre précédent (voir « 1re étape de la stratégie d’analyse »). Les estimations de la survie brute et de la survie relative à 1, 3 et 5 ans sont présentées :

■ en fonction du sexe, tous âges confondus (tableau 1); ■ en fonction de l’âge, hommes et femmes ensemble (tableau 2) Les tableaux 1 et 2 sont suivis des courbes de survie relative correspondantes, qui font l’objet des figures 1 et 2; ■ en fonction de la période (tableau 3). Note : pour estimer au mieux l’« effet période », les registres de l’Hérault et de la Manche ont été exclus du tableau 3, car ils ne couvraient pas l’ensemble des 3 périodes. La figure 3 montre l’évolution du taux de mortalité en excès en fonction du temps de suivi (t), pour l’ensemble des patients et par tranche d’âge (accompagné des estimations issues d’une fonction en escalier, voir « guide de lecture »). Pour les sites concernant les deux sexes, les estimations de la survie relative à 1, 3 et 5 ans, pour chaque classe d’âge, chez l’homme et chez la femme séparément, font l’objet du tableau 4.

Survie relative standardisée pour l’âge, en fonction du sexe et de la période À des fins de comparaison avec les données européennes, les survies relatives à 1, 3 et 5 ans, selon le sexe et la période, standardisées pour l’âge (voir « 2e étape de la stratégie d’analyse » du chapitre précédent), sont présentées dans les tableaux 5 et 6. L’estimation de la survie dans certaines strates de faible effectif se révélant impossible ou trop instable, les survies standardisées ne sont parfois pas disponibles. Il est donc possible que les tableaux 5 ou 6 n’existent pas pour certaines localisations. Note : pour estimer au mieux l’« effet période », les registres de l’Hérault et de la Manche ont été exclus du tableau 6, car ils ne couvraient pas l’ensemble des périodes.

18


Effet des covariables sexe, âge au diagnostic, année de diagnostic et département Les résultats de ce paragraphe sont issus de l’analyse multivariée décrite au chapitre précédent et correspondent au modèle (5) (voir « 3e étape de la stratégie d’analyse »). ■ L’effet de l’année de diagnostic et du sexe est évalué par le taux relatif accompagné de son intervalle de confiance et de sa significativité statistique (p). Ces éléments sont présentés tableau 7. Effet du département : • la diminution de la déviance (mesure inverse de l’adéquation) du modèle multivarié incluant le département, et sa significativité statistique (p), sont présentés tableau 8 ; • Le graphe montrant les taux relatifs de chaque département avec leurs intervalles de confiance est présenté figure 4. Les départements sont anonymisés et numérotés selon un ordre différent pour chaque cancer. ■ Effet de l’âge : • Les différences de déviance entre les modèles avec absence d’effet de l’âge, effet linéaire de l’âge et effet non linéaire de l’âge, sont présentés tableau 8, accompagnées de leur significativité statistique (p); • la courbe donnant le taux relatif en fonction de l’âge fait l’objet de la figure 5 (spline cubique g du modèle (5)).

Pour illustrer l’éventuelle non-proportionnalité de l’effet de l’âge (variation du taux relatif selon que l’on se situe près ou à distance du diagnostic), un graphe tridimensionnel du taux relatif en fonction de l’âge et du temps de suivi est fourni par la figure 6 (l’âge moyen au diagnostic étant pris comme référence). Il est issu du modèle (7) du chapitre précédent. La probabilité (p) correspondant au test de l’hypothèse de proportionnalité se trouve dans le titre de cette figure : plus elle est faible, moins cette hypothèse est raisonnable. Une « coupe » de ce graphe est réalisée figure 7 montrant l’effet de l’âge à différents temps du suivi (à 3 mois, 1, 3 et 5 ans). Lorsque que l’hypothèse de proportionnalité n’est pas rejetée, les figures 6 et 7 ne sont pas montrées car elles ne diffèrent pas de la figure 5..

Guide de lecture Nous présentons un guide de lecture pour faciliter l’interprétation des figures et des tableaux fournis pour chaque cancer. Figure 3 :

λ

λ λ1

λ1 λ2

λ2 λ3

λ3 1

1.5

5

t

1 19

1.5

5

t


■



La figure 3 montre l’évolution du taux de mortalité instantané λc , taux de mortalité en excès dû au cancer (noté λ dans la suite pour simplifier l’écriture) en fonction du temps t, délai depuis le diagnostic. Ce taux et la survie relative sont directement liés l’un à l’autre ; en effet, S(t) = exp[-Λ(t)] où Λ(t) est le taux cumulé de mortalité en excès, qui est l’intégrale du taux instantané λ comme le décrit la figure 3. L’aire de la partie hachurée est le taux cumulé, alors qu’en ordonnée figure le taux (instantané) de mortalité en excès lié au cancer λ. La figure de gauche suppose un taux constant par intervalle (fonction en escalier), alors que la figure de droite correspond à une modélisation continue du taux par des splines de régression. Dans le premier cas (constant par intervalles), le taux cumulé à 5 ans est : Λ(5) = λ1+ 0,5 × λ2 + 3,5 × λ3 si λ1 = 0,1 et λ2 = 0,05 et λ3 = 0,01 alors S(5) = exp(– 0,16) = 0,85 Dans le second cas (modélisation continue), le taux cumulé à 5 ans est calculé numériquement à partir de l’équation du spline de régression (fonction integrate( ) du logiciel SPLUS). La valeur maximale en ordonnée (du taux annuel) de cette figure 3 est très différente en fonction des sites. Elle est égale à « 2 décès par personne-année » pour les cancers de très mauvais pronostic; elle atteint « 1 décès par personne-année » pour les cancers de pronostic « moyen ». Elle atteint « 0,05 décès par personne-année» pour certains cancers de bon pronostic. Les échelles peuvent donc être très différentes d’un cancer à l’autre : cela doit être pris en compte afin d’éviter des interprétations hâtives, fondées sur la seule impression graphique. Le taux de cette figure traduit la force de mortalité en excès subie par les patients survivants. Pour mesurer de façon intuitive l’intensité de cette force, on peut la rapprocher de la probabilité annuelle de décès. En effet, quand ce taux est « mathématiquement » faible (disons inférieur ou égal à 0,1), il correspond approximativement à la probabilité de décéder dans l’année. Cela résulte de la propriété mathématique qui permet d’approcher exp(–x) par 1–x quand x est petit. Par exemple, supposons un taux annuel constant égal à 0,05 : la probabilité de survie à 1 an correspondante est exp(–0,05) = 0,951, soit une probabilité de décéder dans l’année de 1-0,951 = 0,049. On peut donc dire que 4,9 % des individus décèderont au cours de l’année, ce qui correspond approximativement au taux annuel de départ (0,05). Cet exemple montre que ce chiffre de 5 % est suffisamment petit pour autoriser l’approximation mathématique ; il traduit toutefois une force de mortalité en excès non négligeable d’un point de vue clinique. Quand ce taux est plus élevé, disons égal à 2 décès par personne-année, la probabilité de survie à 1 an correspondante est exp(–2) = 0,13, soit une probabilité de décéder dans l’année de 1–0,13 = 0,87. Un taux annuel égal à 2 peut provenir d’une situation où 25 personnes sont suivies en moyenne 0,2 année et où on observe 10 décès et 15 censures (taux = 10/(25 × 0,2)). Les courbes présentées sur les différentes figures 3 des chapitres suivants partent souvent de valeurs élevées pour rejoindre la plupart du temps des valeurs faibles ; toutefois il ne faut pas perdre de vue que dans le cas de cancers graves, le taux en excès paraît (comme pour les autres) proche de zéro à 5 ans, mais dans ces cas ces taux ne s’appliquent qu’à un très faible nombre de survivants. Nous encourageons le lecteur à analyser cette figure sous l’angle du niveau de mortalité en excès subi par les patients, et sous l’angle de son évolution dans le temps (le taux en excès est-il principalement élevé dans la première année suivant le diagnostic, ou est-il au contraire élevé de façon durable ?).

20


Tableau 7 L’indicateur figurant dans le tableau 7 n’est plus le taux de mortalité en excès, mais le taux relatif. Si le taux relatif lié au sexe est de 0,9, cela signifie que : λ(t, femme) = 0,9 λ(t, homme), c’est-à-dire que le taux des femmes est 0,9 fois celui des hommes, quelque soit t, d’où d’où

Λ(t, femme) = 0,9 Λ(t, homme)

Si S(t, homme) = 0,60 alors S(t, femme) = 0,63 ce qui doit être cohérent avec les résultats par sexe présentés au tableau 5 (cela sera plus ou moins vérifié, car le taux relatif issu du modèle multivarié est ajusté sur l’âge, le département et la période). Dans ce cas, les femmes ont un taux de mortalité plus faible que celui des hommes, et par conséquent une meilleure survie. Notons ici qu’une variation de 10 % du taux de mortalité (taux relatif de 0,9) n’équivaut pas à une variation de 10 % de la survie. Pour l’année de diagnostic, le taux relatif est donné pour une variation d’une année. Si le taux relatif lié à l’année est de 0,98, par le même raisonnement que pour le sexe ci-dessus, cela signifie que : S(t, année = 1990) = [S(t, année = 1989)]0,98 ou S(t, année = 1991) = [S(t, année = 1990)]0,98 ou encore S(t, année = 1991) = [S(t, année = 1989)]0,98*0,98 ou encore S(t, année = 1997) = [S(t, année = 1989)]0,85 (0,85 = 0,988) Si S(5, année = 1989) = 0,59 alors S(5, 1997) = 0,590,85 = 0,64 et l’on doit retrouver des chiffres cohérents avec ceux du tableau 6 (là encore, cela sera plus ou moins vérifié, car le taux relatif issu du modèle multivarié est ajusté sur l’âge, le département et la période et fait l’hypothèse d’une évolution linéaire).

Tableau 8 Ce tableau est à lire en regard des figures 4 et 5. Les différences entre les taux relatifs de mortalité par département, souvent observées en figure 4, peuvent ne pas être statistiquement significatives (voir la valeur de p). La visualisation de l’effet de l’âge en figure 5 (constant, linéaire, ou non linéaire) est à considérer en regard du tableau 8, qui indique si, par exemple, une éventuelle courbure suggérant une non-linéarité est significative ou non (voir la valeur de p).

Figure 4 Pour l’effet département, le taux relatif est donné par rapport à l’ensemble des départements. Exemple : si celui du département n° 2 est de 0,77, cela signifie que :

21


S(t, femme) = [S(t, homme)]0,9


S(t, département n° 2) = [S(t, tous départements ensemble)]0,77. On peut de plus calculer, à partir du modèle, la survie d’un département à partir de celle d’un autre département. Exemple : si le taux relatif du n° 9 est de 1,18, cela signifie que :


S(t, département n° 9) = [S(t, tous départements ensemble)]1,18. D’où S(t, département n° 2) = [ S(t, département n° 9)]0,65 (0,65 = 0,77/1,18).

Figure 5 La figure 5 correspond à un modèle où l’on a supposé que l’effet de l’âge était le même quelque soit le temps (hypothèse de proportionnalité). L’âge de référence est l’âge de diagnostic moyen pour le cancer considéré. Exemple : si l’âge moyen est de 65 ans et si à 40 ans le taux relatif est de 0,6, cela signifie que :

S(t, âge = 40) = [S(t, âge = 65)]0,6 Si à 90 ans le taux relatif est de 3, cela signifie que :

S(t, âge = 90) = [S(t, âge = 65)]3 En taux instantané, on aurait écrit :

λ(t, âge = 40) = 0,6 λ(t, âge = 65) ou λ(t, âge = 65) = 1,66 λ(t, âge = 40). λ(t, âge = 90) = 3 λ(t, âge = 65). Cet exemple illustre la non-linéarité : passer de 40 à 65 ans multiplie le taux par 1,66, alors que passer de 65 à 90 multiplie le taux par 3 (en cas de linéarité, le coefficient de multiplication aurait été le même puisque les deux comparaisons portent sur le même écart d’âge (25 ans)).

Figures 6 et 7 Le taux relatif donné en figure 5 est un taux relatif fondé sur l’hypothèse que ce taux est constant au cours du temps. La question est de savoir si ce taux relatif est le même quelque soit le temps ou si, au contraire, il représente une valeur centrale du taux relatif qui varie en fait avec le temps du suivi. Il s’agit donc d’explorer l’hypothèse de proportionnalité. Pour répondre à cette question, on dispose des figures 6 et 7 qui font apparaître le taux relatif lié à l’âge, et son évolution dans le temps. Les figures 6 et 7 sont fondées sur des modèles qui « relâchent » l’hypothèse de proportionnalité et elles montrent à quel moment du suivi l’effet de l’âge est important. La figure 6 montre comment le taux relatif varie selon l’âge et le temps du suivi. Le « p » du test de l’hypothèse de proportionnalité se trouve dans le titre de cette figure : plus il est faible, moins cette hypothèse est raisonnable. La figure 7 présente, à partir du même modèle que la figure 6, l’évolution du taux relatif selon l’âge à différents temps de suivi (3 mois, 1 an, 3 ans

22

et 5 ans). Il s’agit de la même information que la figure 5 mais à différents temps. Le graphe ci-dessous intitulé « Lecture des figures 6 et 7 (cancer du sein) » permet de comprendre la relation entre la figure 6 et la figure 7. Pour analyser l’effet de l’âge, on peut aussi, éventuellement, utiliser la figure 3 qui correspond à l’évolution du taux de mortalité en excès en fonction du temps, globalement, et pour chaque classe d’âge au diagnostic (analysées séparément). Si l’écart entre les courbes des taux de mortalité en excès par classe d’âge, prises deux à deux, est le même quel que soit le temps figurant en abscisse, alors l’effet de l’âge peut être considéré comme constant au cours du temps. En dehors de cette (rare) situation, l’analyse de cette figure pour objectiver une éventuelle nonproportionnalité ne doit pas être approfondie. En effet, le modèle utilisé pour explorer l’effet de l’âge (modèle (7)), à l’origine des figures 6 et 7, est beaucoup plus performant pour cet objectif, car il met en évidence les «tendances» qui peuvent ne pas apparaître en figure 3. Par ailleurs, il considère l’âge comme un phénomène continu et utilise toute l’information disponible sur l’ensemble des valeurs possibles de l’âge, alors que la figure 3 ne considère que des classes d’âge arbitraires, larges et donc peu informatives.

Exemple de non-proportionnalité : le sein (cf. graphe ci-dessous intitulé « Lecture des figures 6 et 7 (cancer du sein) »). Dans l’année qui suit le diagnostic, les figures 6 et 7 montrent une élévation du taux relatif avec l’âge. Les femmes jeunes présentent un taux relatif inférieur à celui des femmes d’âge

23





moyen, ces dernières présentant de même un taux relatif inférieur à celui des femmes très âgées. Après un suivi de 5 ans, l’effet de l’âge est très différent : les femmes jeunes présentent un excès de taux de mortalité plus grand que celui des femmes d’âge moyen, et même plus grand que celui des femmes plus âgées. L’effet de l’âge s’inverse pratiquement au fur et à mesure que l’on s’éloigne du diagnostic. Si l’on ne regarde que la figure 5 correspondant à cette localisation, on en tire la conclusion très générale d’une surmortalité chez la femme jeune, conclusion qui mérite, comme on vient de le voir, d’être nuancée. Cela doit être interprété en regard d’éléments liés d’une part à la maladie (potentiellement différents selon l’âge) et d’autre part à son traitement (différent dans sa nature et ses conséquences selon l’âge également). Exemple de proportionnalité : LMNH (cf. figures 6 et 7 ci-contre) L’hypothèse de proportionnalité n’est pas rejetée pour ce cancer, et par conséquent les figures 6 et 7 ne sont pas montrées dans le chapitre consacré à ce cancer (elles ne diffèrent pas de la figure 5). Toutefois, dans un souci pédagogique, elles sont reproduites ci-dessous. Elles montrent que quel que soit le temps de suivi, l’effet de l’âge est le même : de 30 à 60 ans le risque reste constant, puis il augmente jusqu’aux âges les plus élevés. Les patients de 80 ans ont un taux de mortalité deux fois plus élevé que celui de ceux de 64 ans, cela quel que soit le délai depuis le diagnostic. Sur la figure 3 de ce même chapitre, on voit que les taux sont très semblables jusqu’à 60 ans, puis on observe une augmentation des taux, du même ordre de grandeur à tout délai, à partir de cet âge. Comme on l’a dit antérieurement, cette dernière appréciation de la proportionnalité est moins efficace que la lecture des figures 6 et 7.

24


c

,

sti

o gn

u ea

dia

Âg

Délai en

année

ic

ost

n iag

ud

s dep

uis le

ea Âg

diagn ost

ic

,

,

,

,

Taux relatif de mortalité , ,

,

,

,

,

Figure 7 : taux relatif en fonction de l’âge à différents temps de suivi

Âge au diagnostic

25


Taux relatif de mortalité , ,

,

Figure 6 : taux relatif en fonction de l’âge et du temps de suivi (p du test de l’hypothèse de proportionnalité : < 0.058)

5 Résultats

z 27 27


Description de la base de données Nombre de cas par site et par département Tableau 1 : Nombre de cas par site et par département

Lèvre 65 Glandes salivaires 37 Tête et cou 1475 Œsophage 752 Estomac 807 Intestin grêle 71 Côlon-rectum 2950 Foie 488 Voies biliaires 186 Pancréas 433 Fosses nasales, sinus annexes de la face, oreille moyenne et oreille interne 52 Larynx 435 Poumon 2139 Mésothéliome de la plèvre 58 Os, articulations et cartilage articulaire 42 Mélanome de la peau 430 Tissus mous 116 Sein 3161 Vulve et vagin 70 Col utérin 375 Corps utérin 397 Ovaire 412 Pénis 20 Prostate 2410 Testicule 101 Rein 495 Vessie 820 Mélanome de l’œil 25 Système nerveux central 221 Thyroïde 372 Lymphome malin non Hodgkinien 609 Leucémies 332 Maladie de Hodgkin 123 Myélome multiple 191 Macroglobulinémie de Waldenström 26 Autres cancers 936 Total 21632

Côte d’or

Haut Rhin

Somme

32

22

76

75

460

19 431 295 411 22 1048 115 74 108

88 2391 867 1114 95 5005 829 383 742

55 1525 583 965 98 3743 585 246 521

32 1289 642 605 46 2314 344 127 289

26 428 186 384 24 2213 141 101 248

377 10302 5303 7718 665 35627 4513 2041 4517

80 552 3586

25 137 818

88 556 4025

67 355 2600

55 440 2080

38 188 1371

460 3216 19507

14

110

20

56

39

51

24

422

50

16

83

18

71

55

27

32

394

415 84 2183 73 248 332 297 15 1608 118 364 593 22

231 73 1684 38 198 228 164 13 1337 50 258 429 8

721 184 5392 101 511 691 615 38 3704 215 764 1257 71

254 41 997 21 92 130 184 7 910 35 224 264 12

1025 162 5050 137 537 981 749 44 3361 383 1196 1616 35

634 118 3686 103 458 737 508 42 2377 257 780 1014 51

268 58 2644 61 345 414 386 21 1668 105 430 605 41

293 69 1801 44 168 326 255 22 2073 57 299 690 17

4271 905 30923 648 2932 4236 3570 222 19448 1321 4810 7288 282

212 213

140 144

508 469

102 130

451 309

333 175

245 147

169 263

525 528

576 455

344 253

1148 880

232 217

1230 839

788 708

508 481

415 349

6375 5042

96 245

96 248

56 84

182 405

37 107

238 329

157 321

131 168

59 175

1175 2273

28 60 58 21 23 476 1834 849 1076 782 8115 36908 25613 18240 13828

380 8864 472 205562

407 539 51 2357 411 217 404

42

Doubs

Hérault

Isère

8

45

63

74

25 888 318 494 57 2094 289 115 294

28 405 154 299 32 1492 140 85 185

67 1470 599 1173 99 4945 792 238 709

33 363 1786

22 190 1102

50

19 19 84 865 421 1625 5822 15900 10381 34131

Manche

Bas Rhin

29

Tarn

Loire Saône Marne Atlantique et Loire Ardennes

3894

500 927 70 3572 379 269 584

4325

472

8219

6301

Total

2381 2694

Résultats : Description de la base de données

Calvados


Nombre de cas par sous-site et par département Tableau 2 : Nombre de cas par sous-site et par département Calvados

Doubs

Hérault

Isère

Manche

Bas Rhin

Haut Rhin

Somme

Tarn

Loire Saône Atlantique et Loire

Total

Langue

278

147

94

277

77

432

307

237

98

1947

Cavité orale

327

216

99

381

117

618

384

342

95

2579

Oropharynx

435

251

122

397

110

592

429

370

109

2815

Nasopharynx

18

32

15

56

3

40

49

12

10

235

Hypopharynx

417

242

75

359

124

709

356

328

116

2726

Côlon

1684

1453

1236

919

3038

606

3162

2365

1366

1232

2557

2188 21806

Rectum

1266

904

858

573

1907

442

1843

1378

948

981

1337

1384 13821

168

225

181

112

336

91

308

294

222

140

2077

Leucémie aiguë lymphoblastique

24

19

30

16

64

9

59

60

35

25

341

Leucémie myeloïde chronique

41

55

51

30

107

29

149

77

73

54

666

Leucémie aiguë myéloblastique

64

137

126

75

281

56

232

176

91

95

1333

Leucémie lymphoïde chronique


Côte d’or

Bilan du recodage des dates Le recodage du jour et/ou du mois de l’une des dates n’a pas été nécessaire pour 61 % des enregistrements. En revanche, 32 % des jours de diagnostic ont fait l’objet d’un recodage : la valeur « 16 » a été attribué à 30,5 % alors que la valeur du jour des dernières nouvelles a été attribuée à 1,5 %. Cette forte proportion de recodage résulte des données du registre du Bas-Rhin et de l’Isère, registres qui n’attribuent pas de valeur au jour de diagnostic et qui représentent 35 % des données. La valeur « 16 » a été attribuée à 7 % des jours de dernières nouvelles, le registre de l’Isère n’attribuant pas systématiquement de valeur à cette information. L’ensemble des autres procédures de recodage concerne moins de 1 % des cas.

30


Distribution du statut vital par département Au 1er janvier 2002, 61,6 % des 205 562 cas inclus dans l’étude étaient décédés, 34,4 % étaient en vie et 4 % étaient perdus de vue.

Pourcentage parmi les cas de Nombre de cas Décédés Censurés Perdus de vue Calvados 21632 Côte d’or 5822 Doubs 15900 Hérault 10381 Isère 34131 Manche 8115 Bas-Rhin 36908 Haut-Rhin 25613 Somme 18240 Tarn 13828 Loire Atlantique 8219 Saône et Loire 6301 Ardennes 151 Marne 321 Total 205562

63,8 74,6 63,6 50,0 58,5 61,4 63,4 61,9 67,0 62,8 40,9 75,2 11,9 11,8 61,6

34,1 23,7 35,4 43,6 35,7 38,1 34,5 31,3 28,2 34,2 51,3 20,5 80,1 82,6 34,4

2,1 1,6 1,0 6,4 5,8 0,5 2,0 6,8 4,7 3,0 7,8 4,3 8,0 5,6 4,0

Suivi médian des vivants (en mois) 87,2 84,9 89,9 61,7 82,3 69,3 87,3 81,9 86,6 86,7 78,0 81,9 97,9 94,5 81,0

Disponibilité de la commune de naissance parmi les censurés Parmi les sujets en vie au 1er janvier 2002, la commune de naissance était connue dans la plupart des cas comme indiqué ci-dessous. Ce tableau ne comprend pas les données du HautRhin pour lequel la connaissance de la commune de naissance ne faisait pas partie de la stratégie de recueil du statut vital.

31


Tableau 3 : Distribution du statut vital par département


Tableau 4 : Disponibilité de la commune de naissance parmi les censurés


Nombre de cas censurés Calvados 7371 Côte d’or 1382 Doubs 5624 Hérault 4529 Isère 12174 Manche 3091 Bas-Rhin 12745 Somme 5150 Tarn 4723 Loire Atlantique 4220 Saône et Loire 1291 Ardennes 121 Marne 265 Total 62686

Commune renseignée et française (%) 93,2 84,4 89,5 71,4 79,7 98,0 92,6 92,6 84,4 91,9 88,1 90,1 89,8 87,7

Commune inconnue (%) 3,3 8,8 0,1 12,1 2,9 0,1 0,1 4,8 4,5 5,5 5,3 1,6 0,0 3,3

Commune étrangère (%) 3,5 6,7 10,4 16,4 17,4 1,9 7,3 2,7 11,1 2,6 6,7 8,3 10,2 9,1

Disponibilité de la commune de naissance parmi les perdus de vue La connaissance de la mairie de naissance n’implique pas de façon systématique celle du statut vital (tableau excluant comme précédemment le Haut-Rhin). En effet, parmi les perdus de vue, la mairie de naissance était connue dans 28,2 % des cas. Comme attendu cependant, dans une grande majorité des cas perdus de vue, la commune de naissance n’était pas connue ou le lieu de naissance était situé à l’étranger.

Tableau 5 : Disponibilité de la commune de naissance parmi les perdus de vue Nombre de cas perdus de vue Calvados 449 Côte d’or 96 Doubs 164 Hérault 663 Isère 1998 Manche 44 Bas-Rhin 754 Somme 860 Tarn 421 Loire Atlantique 639 Saône et Loire 273 Ardennes 12 Marne 18 Total 6391

Commune renseignée et française (%) 35,4 4,2 15,8 17,6 30,3 0,0 31,4 30,9 8,1 30,7 50,2 58,3 77,8 28,2

32

Commune inconnue (%) 58,8 79,2 45,7 71,5 60,4 100,0 8,2 64,3 77,4 66,8 36,6 0,0 0,0 56,4

Commune étrangère (%) 5,8 16,7 38,4 10,.9 9,3 0,0 60,3 4,8 14,5 2,5 13,2 41,7 22,2 15,4


Effectif des cas et des décès (durant les 5 premières années) par site et par classe d’âges pour les hommes Tableau 6 : Effectif des cas et des décès par site et par classe d’âges pour les hommes (Cas/Décès) [55;65[

[65;75[

[75;++[

Lèvre

10/0

[15;55[

[45;55[ 33/3

82/10

120/23

138/64

[75;85[

[85;++[

383/100

Total

Glandes salivaires

34/6

27/13

39/20

60/33

48/36

208/108

Tête et cou

869/541

2328/1499 3183/2233 2107/1557

684/574

9171/6404

Œsophage

208/176

813/702 1453/1269 1409/1255

801/762

4684/4164

Estomac

208/131

379/251

902/681 1564/1240 1742/1548

4795/3851

26/14

45/16

Intestin grêle Côlon-rectum

568/210

90/56

106/63

86/67

353/216

1489/597 4038/1860 6899/3614 6257/4374

19251/10655

Foie

82/71

256/227

Voies biliaires

21/14

56/40

151/116

266/229

234/205

728/604

Pancréas

80/64

265/240

624/594

855/808

650/627

2474/2333

Fosses nasales, sinus annexes de la face, oreille moyenne et oreille interne 28/15 Larynx

162/66

Poumon

700/571

Mésothéliome de la plèvre

1068/968 1558/1451

816/783

3780/3500

47/28

116/56

106/56

60/45

357/200

596/252

1041/509

818/449

372/263

2989/1539

2315/1902 4870/4132 5882/5180 3143/2923

16910/14708

14/11

33/27

95/93

116/110

84/82

342/323

Os, articulations et cartilage articulaire 120/45

25/6

23/13

32/18

19/17

219/99

Mélanome de la peau

468/74

331/49

334/79

348/109

274/179

1755/490

Tissus mous

141/47

53/21

85/34

104/46

120/73

503/221

14/6

23/9

38/15

80/27

67/40

222/97

Pénis Prostate

325/102

Testicule

2920/724 7910/2448

6401/3337 1892/1448 19448/8059

1078/61

135/7

72/13

26/4

10/5

1321/90

Rein

202/43

422/146

811/333

1003/502

550/372

2988/1396

Vessie

142/23

454/147

1306/530 2044/1028 1947/1396

5893/3124

28/4

23/8

37/13

36/8

17/10

141/43

Système nerveux central 360/181

221/180

335/302

324/302

122/113

1362/1078

127/12

103/30

92/40

40/30

580/120

Mélanome de l’œil Thyroïde

218/8

Lymphome malin non Hodgkinien 554/204

449/159

713/328

901/533

753/608

3370/1832

Leucémies

379/191

280/110

575/270

836/476

794/598

2864/1645

Maladie de Hodgkin

416/38

84/20

55/17

63/29

54/45

672/149

57/22

121/56

237/136

387/243

342/289

1144/746

4/0

20/3

34/9

90/32

78/55

226/99

712/529 1334/1073 1654/1375 1264/1117

5356/4335

Myélome multiple Macroglobulinémie de Waldenström Autres cancers Total

392/241 7583/3078

325/102 12162/7259 26764/16516 37796/23288 21566/17300 6401/3337 1892/1448 114489/72328

33


[15;45[


Effectif des cas et des décès (durant les 5 premières années) par soussite et par classe d’âges pour les hommes Tableau 7 : Effectif des cas et des décès par sous-site et par classe d’âges pour les hommes (Cas/Décès) [15;45[ 159/101 234/132 246/154 33/11 197/143 316/118 252/92

[15;55[

[45;55[ 422/276 572/339 661/421 37/19 636/444 818/318 671/279

150/27

[55;65[ 551/380 736/463 884/641 51/33 961/716 2218/1037 1820/823

[65;75[ 399/289 484/339 573/425 39/26 612/478 4085/2115 2814/1499

[75;++[ 128/106 164/134 170/144 19/15 203/175 3812/2633 2445/1741

Total 1659/1152 2190/1407 2534/1785 179/104 2609/1956 11249/6221 8002/4434

283/79

418/140

360/220

1211/466

106/69

23/20

25/21

22/21

14/13

190/144

79/29

48/19

70/36

100/70

91/73

388/227

69/45 3957/2180

127/100 7726/4329

174/165 9720/5567

196/185 7602/5439

686/566 30897/18462

120/71 1742/920

150/27


Langue Cavité orale Oropharynx Nasopharynx Hypopharynx Côlon Rectum Leucémie lymphoïde chronique Leucémie aiguë lymphoblastique Leucémie myéloïde chronique Leucémie aiguë myéloblastique Total

34


Effectif des cas et des décès (durant les 5 premières années) par site et par classe d’âges pour les femmes Tableau 8 : Effectif des cas et des décès par site et par classe d’âges pour les femmes (Cas/Décès) 5/0

Glandes salivaires Tête et cou Œsophage Estomac Intestin grêle Côlon-rectum Foie

[45;55[

[55;65[

3/1

3/0

[65;75[ 14/5

[75;++[ 52/19

Total 77/25

25/5

21/2

23/3

38/17

62/44

169/71

120/54

245/132

253/121

254/135

259/184

1131/626

20/14

68/60

123/91

165/139

243/221

619/525

115/71

156/99

262/168

719/462

1671/1356

2923/2156

18/9

34/12

60/25

88/59

112/88

312/193

557/198

1154/432

2631/987

4520/1951

7514/4784

16376/8352

41/27

50/42

127/109

241/218

274/259

733/655

Voies biliaires

21/19

46/35

196/152

395/340

655/590

1313/1136

Pancréas

54/35

117/98

303/269

610/560

959/906

2043/1868

7/3

9/5

17/6

28/21

42/33

103/68

15/2

44/20

53/22

74/34

41/24

227/102

209/142

310/236

590/463

816/676

672/592

2597/2109

4/2

8/7

22/18

29/25

17/15

80/67

Fosses nasales, sinus annexes de la face, oreille moyenne et oreille interne Larynx Poumon Mésothéliome de la plèvre Os, articulations et cartilage articulaire Mélanome de la peau Tissus mous Sein Vulve et vagin Col utérin Corps utérin Ovaire

81/18

16/6

22/13

19/8

37/28

175/73

792/55

434/50

421/61

415/92

454/224

2516/482

92/26

54/17

54/27

88/42

114/73

402/185

4350/723

6916/903

7133/1202

6816/1566

5708/2639

30923/7033

39/12

33/10

71/32

165/64

340/260

648/378

925/161

481/128

560/206

521/201

445/317

2932/1013

131/22

457/60

1245/253

1403/481

1000/608

4236/1424

405/113

585/266

835/514

952/675

793/645

3570/2213

Rein

133/33

189/47

413/136

592/242

495/317

1822/775

Vessie

35/11

56/18

168/69

354/171

782/565

1395/834

Mélanome de l’œil

12/1

18/4

38/7

45/19

28/13

141/44

242/117

137/103

223/196

272/259

145/132

1019/807

Thyroïde

820/12

471/15

376/18

265/64

182/117

2114/226

Lymphome malin non Hodgkinien

340/94

307/92

518/192

760/381

1080/792

3005/1551

263/123

198/88

371/152

575/290

771/558

2178/1211

Système nerveux central

Leucémies Maladie de Hodgkin

338/9

44/6

34/6

36/15

51/40

503/76

Myélome multiple

25/10

80/24

214/108

334/203

476/371

1129/716

Macroglobulinémie de Waldenström Autres cancers Total

2/0

11/1

24/7

49/14

68/37

154/59

268/138

313/198

521/357

913/732

1493/1309

3508/2734

10504/2259

13065/3217

17904/5990

22565/10161

27035/18160

91073/39787

35


[15;45[ Lèvre


Effectif des cas et des décès (durant les 5 premières années) par soussite et par classe d’âges pour les femmes Tableau 9 : Effectif des cas et des décès par sous-site et par classe d’âges pour les femmes (Cas/Décès) [15;45[ 30/14 35/9 33/18 9/3 13/10 344/122 213/76

[15;55[

[45;55[ 48/29 72/33 77/42 12/7 36/21 674/258 480/174

75/8

[55;65[ 71/40 79/34 63/29 10/2 30/16 1602/607 1029/380

[65;75[ 68/40 92/43 53/28 15/7 26/17 2865/1244 1655/707

[75;++[ 71/47 111/80 55/38 10/9 12/10 5072/3195 2442/1589

Total 288/170 389/199 281/155 56/28 117/74 10557/5426 5819/2926

168/21

280/61

343/183

866/273

63/40

14/8

25/19

21/16

28/24

151/107

48/16

40/15

52/29

60/33

78/60

278/153

61/48 1514/635

89/64 3218/1241

163/145 5298/2341

211/202 8433/5437

647/523 19449/10034

123/64 911/372

75/8


Langue Cavité orale Oropharynx Nasopharynx Hypopharynx Côlon Rectum Leucémie lymphoïde chronique Leucémie aiguë lymphoblastique Leucémie myeloïde chronique Leucémie aiguë myéloblastique Total

36


Lèvre Auteurs : F. Poncet, P. Delafosse, M. Velten, F. Binder-Foucard

Description de la localisation étudiée Définition dans les différentes classifications : CIM-O-2 : localisation C00.0 à C00.9 Morphologie : toutes, sauf lymphomes ; comportement tumoral /3 Correspondance en CIM-O-1: 140.0 à 140.9 Morphologie : toutes, sauf lymphomes ; comportement tumoral /3 Correspondance en CIM-10 : C00.0 à C00.9 Les cancers étudiés ici correspondent aux tumeurs situées sur les lèvres supérieure et inférieure. Sur les faces externes, seules sont prises en compte les tumeurs siégeant sur le vermillon. Les tumeurs des zones cutanées de la lèvre sont classées avec les tumeurs de la peau (C44.0). Les tumeurs siègent principalement sur la lèvre inférieure. La majorité des cancers de la lèvre sont des carcinomes épidermoïdes.

Fréquence D’après les données des registres français, les taux d’incidence standardisés sur la population mondiale des cancers de la lèvre variaient de 0,2 à 3,9 chez les hommes et de 0,0 à 0,5 chez les femmes (1). Dans la présente étude, 83 % des cas ont été diagnostiqués chez des hommes et 70 % chez des personnes de plus de 65 ans. Comme cela est indiqué dans les tableaux 6 et 8 du chapitre précédent, cette étude a porté sur 460 cas, dont 125 étaient décédés au cours des 5 années suivant le diagnostic.

La survie brute était de 93 % à 1 an, de 81 % à 3 ans et de 70 % à 5 ans. Pour les mêmes délais, la survie relative était respectivement de 99 %, 97 % et 95 % (tableau 1).

Variation selon le sexe et l’âge La survie relative à 5 ans était de 96 % pour les hommes et de 88 % pour les femmes (tableau 1, figure 1). Compte tenu du faible nombre de cas, l’analyse détaillée par classe d’âge n’a pas été effectuée.

Variation selon la période La survie relative à 5 ans diminuait légèrement entre 1989 et 1997, passant de 95 % à 91 % (tableau 3). Considérant les intervalles de confiance, il est clair que cette décroissance est sans signification. Compte tenu du faible nombre de cas inclus dans cette étude, des analyses plus détaillées n’ont pas été réalisées.

37

Résultats : Lèvre

Survie brute et survie relative


Variation selon le département Compte tenu des faibles effectifs, il n’a pas été possible de conduire une analyse comparant les départements.

Commentaires En France, la survie des personnes atteintes d’un cancer de la lèvre est très élevée. Cette localisation a un très bon pronostic. La lèvre est un site visible, ce qui permet de détecter rapidement toute modification et de réaliser le diagnostic de façon précoce (2). Les facteurs favorisant l’apparition de ce cancer sont l’exposition solaire et la consommation de tabac (3). La majorité des personnes bénéficient d’une curiethérapie qui donne de très bons résultats esthétiques et fonctionnels sur les lésions larges (4).

Références 1. Parkin DM, Whelan SL, Ferlay J, Teppo L, Thomas DB, editors. Cancer incidence in five continents, Vol VIII. IARC Sci Publ N° 155. Lyon: IARC; 2002. 2. Jovanovic A, Schulten EA, Kostense PJ, Snow GB, van der Waal I. Squamous cell carcinoma of the lip and oral cavity in The Netherlands; an epidemiological study of 740 patients. J Craniomaxillofac Surg. 1993;21:149-52. 3. Ménégoz F, Macé Lesec’h J, Ramé JP et al. Les cancers de la lèvre, de la cavité buccale et du pharynx en France : incidence, mortalité et tendance (période 1975-1995). Bull Cancer. 2002;89:419-29. 4. Barrellier P, Kaluzinski E, Louis Y, Meunier-Guttin-Cluzel A, Clouet JA. Les carcinomes épidermoïdes de la lèvre. La contribution de la chirurgie. Une étude sur 429 cas. Rev Stomatol Chir Maxillofac. 1991;92:384-9.

Résultats : Lèvre

Note : en raison d’un nombre de cas et/ou de décès insuffisants (ou de leur répartition dans le temps), certains tableaux et/ou figures sont incomplets et/ou absents.

Survie brute et relative à 1, 3 et 5 ans en fonction du sexe, de l’âge et de la période de diagnostic (IC à 95 %) Tableau 1 : survie brute et relative (%) à 1, 3 et 5 ans en fonction du sexe 1 an brute

3 ans relative

brute

5 ans relative

brute

relative

Homme

94 (93-95)

99 (98-100) 82 (79-84)

97 (94-99)

72 (68-75)

96 (90-98)

Femme Tous

91 (87-93) 93 (92-94)

97 (93-99) 99 (98-99)

92 (81-97) 97 (94-98)

61 (50-71) 70 (67-74)

88 (70-95) 95 (90-97)

75 (66-81) 81 (78-83)

38


Survie relative

Figure 1 : survie relative selon le sexe

Tableau 3 : survie brute et relative (%) à 1, 3 et 5 ans en fonction de la période de diagnostic* 1 an brute relative [1989;1991] 94 (92-95) 99 (97-100) [1992;1994] 94 (92-95) 99 (96-100) [1995;1997] 92 (89-94) 98 (94-99) Tous 93 (92-94) 99 (98-99)

3 ans brute relative 82 (77-86) 97 (90-99) 82 (77-87) 97 (88-99) 77 (70-83) 94 (84-98) 81 (78-84) 96 (93-98)


* Les registres de l’Hérault et de la Manche n’ont pas été inclus dans cette analyse, car ils ne couvrent pas l’ensemble des trois périodes.

39

Résultats : Lèvre

Délai en années depuis le diagnostic


Langue Auteurs : F. Poncet, P. Delafosse, M. Velten, F. Binder-Foucard

Description de la localisation étudiée Définition dans les différentes classifications : CIM-O-2 : localisation C01.9 et C02.0 à C02.9 Morphologie : toutes, sauf lymphomes ; comportement tumoral /3 Correspondance en CIM-O-1: 141.0 à 141.9 Morphologie : toutes, sauf lymphomes ; comportement tumoral /3 Correspondance en CIM-10 : C01 et C02.0 à C02.9 Les cancers de la langue sont subdivisés en cancers de la base de la langue (C01) et en cancers de la partie mobile de la langue (C02). La forme histologique la plus fréquente est le carcinome épidermoïde.

Fréquence Dans les registres français, les taux d’incidence standardisés sur la population mondiale des cancers de la langue variaient de 3,8 à 7,6 chez les hommes et de 0,3 à 1,6 chez les femmes (1). La grande majorité des cas étaient diagnostiqués chez les hommes (85 %). Comme cela est indiqué dans les tableaux 7 et 9 du chapitre précédent, cette étude a porté sur 1 947 cas, dont 1 322 étaient décédés au cours des 5 années suivant le diagnostic.

La survie brute était de 68 % à 1 an, de 41 % à 3 ans et de 31 % à 5 ans. Pour les mêmes délais, la survie relative était respectivement estimée à 69 %, 44 % et 35 % (tableau 1). Toutes classes d’âge confondues, on observait un excès de mortalité quel que soit le délai depuis le diagnostic, avec un maximum environ 9 mois après le diagnostic (figure 3, tous âges).

Variation selon le sexe et l’âge Pour cette localisation, la survie relative variait selon le sexe. Elle était significativement meilleure chez la femme que chez l’homme, quel que soit le délai depuis le diagnostic. À 5 ans, la survie relative était estimée à 45 % chez la femme et à 33 % chez l’homme (tableau 1 et figure 1). L’analyse multivariée confirmait ce résultat avec un taux relatif de 0,76 (tableau 7). La survie relative diminuait lorsque l’âge au diagnostic augmentait et l’analyse multivariée montrait un effet significatif de l’âge compatible avec un modèle linéaire (tableau 8 et figure 5). La constance de cet effet au cours du suivi n’a pu être testée, toutefois les différences les plus importantes s’observaient au cours de la première année pour les personnes les plus âgées (tableau 2). Chez les moins de 65 ans, un pic de mortalité était observé environ 9 mois après le diagnostic alors que pour les patients de 65 ans et plus, le taux de mortalité était initialement élevé, puis diminuait régulièrement (figure 3).

41

Résultats : Langue



Variation selon la période L’analyse multivariée n’identifiait aucune variation de la survie entre les différentes périodes de diagnostic (tableau 3).

Variation selon le département Il n’y avait pas de différence significative de survie entre les départements (tableau 8 et figure 4).

Comparaison avec l’étude EUROCARE En France, pour la période 1989-1997, la survie relative standardisée à 5 ans était estimée à 33 % pour les hommes et à 45 % pour les femmes dans la présente étude (tableau 5), soit des valeurs un peu moins favorables que la survie relative moyenne de l’ensemble des pays européens fournie par l’étude EUROCARE (35 % pour les hommes et 52 % pour les femmes) pour la période 1990-1994. Cette étude EUROCARE mettait en évidence de grandes différences de survie entre les pays. Par exemple, pour la période 1990-1994, la survie relative à 5 ans des hommes, en République tchèque, était de 10 %, alors qu’en Finlande, elle était de 52 % (2).

Résultats : Langue

Commentaires Les cancers de la langue font partie des localisations cancéreuses ayant un mauvais pronostic. Dans l’étude EUROCARE, la France a la plus faible survie des pays de l’ouest de l’Europe, les pays de l’Est ayant des survies encore plus faibles (3). Les facteurs de risque sont principalement la consommation d’alcool et de tabac. La meilleure survie chez les femmes peut sans doute s’expliquer par un diagnostic plus précoce par rapport aux hommes. La mauvaise survie de ce cancer est liée à un diagnostic tardif. Le cancer de la base de la langue a un plus mauvais pronostic (3). Au niveau de la base de la langue, les lésions de petite taille au moment du diagnostic sont rares, car il existe peu de symptômes précoces. La plupart des lésions sont donc découvertes en raison de manifestations fonctionnelles (4). En revanche, la portion mobile de la langue est une zone visible permettant de découvrir plus facilement des lésions moins évoluées. Les données détaillées de certains registres ont montré que les cancers du bord, de la pointe et de la face ventrale ont des survies significativement plus élevées que les cancers siégeant sur les autres parties de la langue (3). Il n’y a pas eu d’évolution du pronostic au cours de cette période. Le caractère tardif de l’apparition des symptômes peut expliquer cette absence d’amélioration, aucune évolution majeure des traitements n’ayant eu lieu au cours de la même période.

Références 1. Parkin DM, Whelan SL, Ferlay J, Teppo L, Thomas DB, editors. Cancer incidence in five continents, Vol VIII. IARC Sci Publ N° 155. Lyon: IARC; 2002. 2. Sant M, Aareleid T, Berrino F et al. EUROCARE-3: survival of cancer patients diagnosed 1990-94-results and commentary. Ann Oncol. 2003;14 Suppl 5:v61-118. 3. Berrino F, Gatta G and the EUROCARE working group. Variation in Survival of Patients with head and neck cancer in Europe by the site of origin of the tumours. Eur J Cancer. 1998;34:2154-61. 4. Truc G, Horiot JC, Maingon P, Barillot I. Le cancer épidermoïde de l’oropharynx. Bull Cancer. 2000;Suppl 5:919. Note : en raison d’un nombre de cas et/ou de décès insuffisants (ou de leur répartition dans le temps), certains tableaux et/ou figures sont incomplets et/ou absents.

42


Survie brute et relative à 1, 3 et 5 ans en fonction du sexe, de l’âge et de la période de diagnostic (IC à 95 %) Tableau 1 : survie brute et relative (%) à 1, 3 et 5 ans en fonction du sexe 1 an

3 ans

5 ans

brute

relative

brute

relative

brute

relative

Homme

67 (65-69)

69 (67-71)

40 (38-42)

43 (40-45)

29 (27-31)

33 (31-35)

Femme Tous

70 (65-75) 68 (66-70)

73 (67-77) 69 (67-71)

47 (42-53) 41 (39-43)

50 (44-56) 44 (42-46)

40 (35-46) 31 (29-33)

45 (39-51) 35 (33-37)

Tableau 2 : survie brute et relative (%) à 1, 3 et 5 ans en fonction de l’âge

[15;45[ [45;55[ [55;65[ [65;75[ [75;++[ Tous

brute 71 (64-76) 74 (70-77) 68 (65-71) 65 (61-69) 55 (48-61) 68 (66-70)

relative 71 (64-76) 74 (71-78) 69 (66-72) 67 (63-71) 62 (55-68) 69 (67-71)

3 ans brute 43 (36-50) 44 (40-49) 43 (39-46) 39 (35-43) 33 (27-40) 41 (39-43)

relative 43 (36-50) 45 (41-49) 45 (41-48) 43 (38-47) 41 (34-49) 44 (42-46)

5 ans brute 39 (32-45) 34 (30-38) 31 (28-35) 28 (25-32) 21 (16-27) 31 (29-33)

relative 39 (32-46) 35 (31-39) 34 (30-38) 34 (29-38) 37 (28-46) 35 (33-37)

Résultats : Langue

1 an

43


1,0


0.6 , 0.4 , , 0.0

0.2 ,

Survie relative

0,8

Homme Femme

0

1

2

3


Survie relative

Résultats : Langue

Figure 2 : survie relative selon l’âge


44

4

5


Figure 3 : Évolution du taux de mortalité en excès au cours du temps Âge : [15;45[

Taux de mortalité

Taux de mortalité

Âge : tous âges


Âge : [45;55[

Âge : [55;65[


Âge : [65;75[

Âge : [75;++[

Taux de mortalité

Taux de mortalité




45

Résultats : Langue

Taux de mortalité

Taux de mortalité







Tableau 4 : survie relative (%) à 1, 3 et 5 ans en fonction de l’âge, chez l’homme et chez la femme 1 an Homme 69 (62-75) 74 (70-78) 69 (66-73) 66 (61-70) 60 (51-68) 69 (67-71)

[15;45[ [45;55[ [55;65[ [65;75[ [75;++[ Tous

Femme 77 (62-87) 82 (57-93) 71 (60-79) 73 (63-81) 66 (54-76) 73 (67-77)

3 ans Homme Femme 41 (33-48) 61 (43-74) 45 (41-49) 44 (21-66) 44 (40-48) 51 (40-62) 41 (36-46) 52 (40-63) 36 (27-46) 50 (35-62) 43 (40-45) 50 (44-56)

5 ans Homme Femme 36 (29-44) 56 (37-71) 35 (30-39) 40 (18-61) 32 (28-36) 44 (32-55) 31 (27-36) 45 (33-57) 30 (20-42) 46 (29-62) 33 (31-35) 45 (39-51)

Survie relative standardisée pour l’âge (standard Eurocare 3) à 1, 3 et 5 ans en fonction du sexe et de la période de diagnostic

Résultats : Langue

Tableau 5 : survie relative (%) à 1, 3 et 5 ans en fonction du sexe 1 an 68 (65-70) 73 (68-79) 69 (67-71)

Homme Femme Tous

3 ans 42 (39-44) 51 (44-58) 44 (41-46)

5 ans 33 (30-36) 45 (38-53) 35 (33-38)

Tableau 6 : survie relative (%) à 1, 3 et 5 ans en fonction de la période de diagnostic chez l’homme* [1989;1991] [1992;1994] [1995;1997] Tous

1 an 66 (62-70) 66 (61-70) 71 (68-75) 67 (65-70)

3 ans 42 (38-47) 41 (37-47) 45 (40-50) 42 (39-45)

5 ans 34 (29-39) 32 (27-38) 32 (28-38) 33 (30-36)


46


Effet de l’âge au diagnostic, du sexe, du département et de l’année de diagnostic sur le taux de mortalité en excès Tableau 7 : effet du sexe et de l’année de diagnostic Log du taux relatif

Taux relatif

p

Femme vs homme

-0,27

0,76 [0,63;0,91]

0,003

Par année de diagnostic

0,00

1 [0,98;1,02]

0,979

Tableau 8 : effet du département et de l’âge au diagnostic Effet Département Âge

Modèle Effet département vs pas d’effet département Effet linéaire de l’âge vs pas d’effet de l’âge

Déviance 7,0 5,1

p 0,532 0,024

Effet de l’âge issu du spline de régression vs effet linéaire de l’âge

4,8

, , ,

Âge au diagnostic

Département (ordre aléatoire)

47

Résultats : Langue

, ,

, , ,

, , , ,

,

,

,

Figure 5 : taux relatif de mortalité en fonction de l’âge au diagnostic Taux relatif (/Taux à l’âge moyen) (échelle logarithmique)

, , , ,

Taux relatif (/Taux moyen) et IC à 95 %

,

Figure 4 : taux relatif de mortalité en fonction du département

0,188


Cavité orale Auteurs : P. Delafosse, F. Poncet, M. Velten, F. Binder-Foucard

Description de la localisation étudiée Définition dans les différentes classifications : CIM-O-2 : localisation C03.0 à C06.9 Morphologie : toutes, sauf lymphomes ; comportement tumoral /3 Correspondance en CIM-O-1: 143.0 à 145.9 Morphologie : toutes, sauf lymphomes ; comportement tumoral /3 Correspondance en CIM-10 : C03.0 à C06.9 Les cancers de la cavité orale regroupent l’ensemble des quatre topographies suivantes : gencive (à l’exclusion des tumeurs malignes odontogéniques qui sont classées dans les tumeurs osseuses), plancher buccal, palais dur (le voile du palais appartenant à l’oropharynx) et autres localisations de la bouche. Le type histologique le plus fréquent, pour l’ensemble de ces tumeurs, est le carcinome épidermoïde.

Fréquence Dans les registres français, les taux d’incidence standardisés sur la population mondiale des cancers de la cavité orale varient de 2,9 à 9,3 chez les hommes et de 0,8 à 1,6 chez les femmes (1). Comme cela est indiqué dans les tableaux 7 et 9 du chapitre précédent, cette étude a porté sur 2 579 cas, dont 85 % avaient été diagnostiqués chez des hommes. Au cours des 5 années suivant le diagnostic, 1 606 cas étaient décédés.

La survie brute était de 74 % à 1 an, de 48 % à 3 ans et de 36 % à 5 ans. Pour les mêmes délais, la survie relative était respectivement estimée à 76 %, 51 % et 41 % (tableau 1). Toutes classes d’âge confondues, l’excès de mortalité restait élevé quel que soit le délai après le diagnostic, mais on observait un pic 9 mois après le diagnostic (figure 3, tous âges).

Variation selon le sexe et l’âge La survie des hommes et des femmes était identique pendant la première année suivant le diagnostic. Au-delà de 1 an, la survie relative des femmes était meilleure que celle des hommes. À 5 ans, elle était de 53 % chez les femmes et de 38 % chez les hommes (tableau 1 et figure 1). L’analyse multivariée résumait cette différence par un taux relatif moyen de 0,65 pour les femmes par rapport aux hommes (tableau 7). On observait des différences de survie en fonction de l’âge au diagnostic. La survie relative à 5 ans passait de 48 % pour la classe d’âge 15-44 ans à 31 % pour les plus de 75 ans (tableau 2 et figure 2). Un effet significatif de l’âge était confirmé après ajustement sur les autres facteurs, toutefois le modèle linéaire ne suffisait pas à en rendre compte (tableau 8). On observait, en effet, une amplification de l’excès de mortalité à partir de 65 ans (figure 5). La surmortalité des patients les plus âgés n’était pas constante. Elle variait avec le délai écoulé depuis le diagnostic. Elle était maximale dans les suites immédiates du diagnostic, puis les différences disparaissaient autour de la troisième année pour réapparaître durant la cinquième année (figures 6 et 7).

49

Résultats : Cavité orale



Variation selon la période On n’observait pas d’amélioration au cours du temps : la survie était stable entre les différentes périodes (tableaux 3 et 7).

Variation selon le département La survie relative variait de façon significative selon les départements (tableau 8). Cette différence était surtout due à un département (figure 4) qui avait une survie relative particulièrement élevée (57 %). Pour les autres départements, la survie variait dans un intervalle de faible étendue (de 34 % à 42 %).

Comparaison avec l’étude EUROCARE Dans l’étude EUROCARE, pour la période 1990-1994, la survie relative moyenne à 5 ans pour l’ensemble des pays européens était de 41 % pour les hommes et de 57 % pour les femmes. L’Autriche, les pays scandinaves, l’Allemagne, l’Angleterre, l’Italie, l’Espagne, la Suisse avaient des survies plus élevées. À la différence de ce que l’on observait pour d’autres cancers, les registres représentant la France avaient une survie faible par rapport à la moyenne européenne : 36 % chez l’homme, comparable à celle de la Pologne et un peu supérieure aux autres pays de l’Est (2). Nos résultats actuels confirment cette mauvaise position. Chez l’homme, la survie relative standardisée à 5 ans était de 37 % pour la période 1989-1991 et de 36 % pour la période 1992-1994 (tableau 6).


Commentaires En France, les cancers de la cavité orale se situent parmi les localisations ayant un mauvais pronostic. Les facteurs de risque connus de ces cancers, à savoir la consommation d’alcool et de tabac, concourent probablement à ce mauvais pronostic. En effet, du fait de ces expositions, les patients présentent souvent une importante comorbidité, voire des cancers multiples dans ces localisations (3, 4). Ces cancers sont aussi associés à un niveau social bas dont on constate qu’il va souvent de pair avec un retard au diagnostic du fait de consultations médicales tardives. Le corollaire en est la découverte de la maladie à un stade évolué, obérant les possibilités d’un traitement curateur, envisageable uniquement pour les stades d’extension limitée. La baisse de la consommation d’alcool depuis la fin des années 50 et la diminution plus récente de la consommation de tabac chez les hommes devraient majorer la baisse de l’incidence de ces tumeurs que l’on observe en France depuis plusieurs années (5). Toutefois, on ne voit pas d’amélioration de la survie au cours des différentes périodes, ce qui laisse penser que si la fréquence de ces cancers diminue, les tumeurs diagnostiquées sont toujours découvertes à un stade évolué. Cette observation incite à recommander un diagnostic plus précoce, voire un dépistage, par un examen systématique de la cavité buccale réalisé par les professionnels concernés (6, 7). Le suivi de ces patients est aussi fondamental que la prise en charge initiale, du fait de la fréquence des récidives et des cancers associés. La meilleure survie constatée chez les femmes pourrait s’expliquer par un diagnostic plus précoce et une moindre comorbidité. La moins bonne survie des sujets âgés pourrait être liée à l’existence de facteurs de comorbidité importants pour ces patients ayant un terrain fragilisé. Les différences géographiques entre les pays d’Europe ou entre les départements français peuvent être liées à des pratiques de prise en charge différentes ou à l’existence de différences dans la fréquence des facteurs de risque. Au niveau européen, la France, pourtant dotée d’un système de soins performant, est le pays de l’Ouest qui a la plus faible survie. On est donc tenté d’imputer ces mauvais résultats à la forte prévalence de la consommation d’alcool et de tabac. On est aussi tenté d’expliquer ainsi les différences interdépartementales puisque les prises en charge ne devraient pas différer de façon majeure.

50


Enfin, l’hypothèse de difficultés de classement de la tumeur doit également être évoquée pour expliquer les différences de survie constatées. En effet, au sein de l’entité anatomique « cavité orale » sont regroupées des localisations dont le pronostic diffère en fonction du site. À titre d’exemple, le pronostic du cancer du palais dur et de la muqueuse buccale est meilleur que celui du cancer du palais mou (2). Une distribution différente des sous-localisations formant cette entité peut expliquer des différences de pronostic.

Références 1. Parkin DM, Whelan SL, Ferlay J, Teppo L, Thomas DB, editors. Cancer incidence in five continents, Vol VIII. IARC Sci Publ N° 155. Lyon: IARC; 2002. 2. Sant M, Aareleid T, Berrino F et al. EUROCARE-3: survival of cancer patients diagnosed 1990-94-results and commentary. Ann Oncol. 2003;14 Suppl 5:v61-118. 3. Cianfriglia F, Di Gregorio DA, Manieri A. Multiple primary tumours in patients with oral squamous cell carcinoma. Oral Oncol. 1999;35:157-63. 4. Berrino F, Gatta G and the EUROCARE working group. Variation in Survival of Patients with head and neck cancer in Europe by the site of origin of the tumours. European Journal of Cancer. 1998;34:2154-61. 5. Ménégoz F, Macé Lesec’h J, Ramé JP et al. Les cancers de la lèvre, de la cavité buccale et du pharynx en France : incidence, mortalité et tendance (période 1975-1995). Bull Cancer. 2002;89:419-29. 6. Boulet D, Aubey C. La consommation d’alcool en France de 1950 à 1982. Bulletin du Haut comité d’études et d’information sur l’alcoolisme. 1984;29:269-84. 7. Mignogna MD, Fedele S. Oral cancer screening: 5 minutes to save a life. Lancet. 2005;365:1905-6. Note : en raison d’un nombre de cas et/ou de décès insuffisants (ou de leur répartition dans le temps), certains tableaux sont incomplets et/ou absents.

Survie brute et relative à 1, 3 et 5 ans en fonction du sexe, de l’âge et de la période de diagnostic (IC à 95 %)

Homme Femme Tous

1 an brute relative 74 (72-75) 76 (74-77) 72 (68-76) 76 (72-80) 74 (72-75) 76 (74-77)

3 ans brute relative 47 (45-49) 50 (48-52) 54 (49-58) 59 (54-64) 48 (46-50) 51 (49-53)

5 ans brute relative 34 (32-36) 38 (36-40) 47 (42-52) 53 (48-58) 36 (34-38) 41 (39-42)

Tableau 2 : survie brute et relative (%) à 1, 3 et 5 ans en fonction de l’âge

[15;45[ [45;55[ [55;65[ [65;75[ [75;++[ Tous

1 an brute relative 77 (72-81) 77 (72-81) 80 (77-83) 81 (78-83) 78 (75-81) 79 (76-82) 69 (66-72) 71 (67-74) 51 (45-57) 57 (50-62) 74 (72-75) 76 (74-77)

3 ans brute relative 55 (49-60) 56 (50-61) 53 (49-56) 54 (50-57) 50 (46-53) 52 (48-55) 44 (40-47) 48 (44-52) 30 (25-36) 41 (34-47) 48 (46-50) 51 (49-53)

51

5 ans brute relative 47 (41-52) 48 (42-53) 40 (37-44) 42 (38-46) 38 (34-41) 41 (37-44) 32 (29-36) 38 (34-43) 19 (15-24) 31 (24-39) 36 (34-38) 41 (39-42)


Tableau 1 : survie brute et relative (%) à 1, 3 et 5 ans en fonction du sexe


Survie relative



Survie relative


Figure 2 : survie relative selon l’âge


52


Figure 3 : Évolution du taux de mortalité en excès au cours du temps Âge : [15;45[

Taux de mortalité

Taux de mortalité

Âge : tous âges


Âge : [45;55[

Âge : [55;65[


Âge : [65;75[

Âge : [75;++[

Taux de mortalité

Taux de mortalité




53


Taux de mortalité

Taux de mortalité







Tableau 4 : survie relative (%) à 1, 3 et 5 ans en fonction de l’âge, chez l’homme et chez la femme 1 an Homme 75 (69-80) 81 (78-83) 78 (76-80) 69 (65-73) 61 (53-68) 76 (74-77)

[15;45[ [45;55[ [55;65[ [65;75[ [75;++[ Tous

Femme 95 (91-97) 80 (71-86) 82 (73-88) 83 (76-89) 55 (45-64) 76 (72-80)

3 ans Homme Femme 52 (46-58) 86 (76-92) 53 (49-57) 60 (48-69) 52 (49-55) 66 (55-75) 45 (40-49) 64 (54-73) 39 (30-47) 38 (27-49) 50 (48-52) 59 (54-64)

5 ans Homme Femme 43 (37-49) 77 (63-87) 41 (37-45) 51 (40-62) 38 (35-42) 58 (46-68) 34 (30-39) 55 (44-64) 31 (22-40) 35 (23-48) 38 (36-40) 53 (48-58)


Survie relative standardisée pour l’âge (standard Eurocare 3) à 1, 3 et 5 ans en fonction du sexe et de la période de diagnostic Tableau 5 : survie relative (%) à 1, 3 et 5 ans en fonction du sexe 1 an 73 (71-75) 78 (74-81) 73 (71-75)

Homme Femme Tous

3 ans 48 (45-50) 60 (56-65) 49 (47-52)

5 ans 37 (34-39) 53 (48-58) 39 (37-41)

Tableau 6 : survie relative (%) à 1, 3 et 5 ans en fonction de la période de diagnostic chez l’homme* [1989;1991] [1992;1994] [1995;1997] Tous

1 an 72 (69-76) 73 (69-77) 73 (69-77) 73 (70-75)

3 ans 50 (46-55) 48 (43-52) 47 (42-53) 48 (45-50)

5 ans 37 (33-42) 36 (31-41) 38 (32-44) 37 (34-40)


54


Effet de l’âge au diagnostic, du sexe, du département et de l’année de diagnostic sur le taux de mortalité en excès Tableau 7 : effet du sexe et de l’année de diagnostic Log du taux relatif

Taux relatif

p

Femme vs homme

–0,44

0,65 [0,54;0,77]

Survie des patients atteints de cancer en France : Étude des registres du réseau FRANCIM

Biographie des Archevêques de France

Histoire du luxe en France : Des origines a nos jours

Histoire du luxe en France : Des origines a nos jours

Déclin et survie des grandes villes américaines

en de tempel des doods

En De Tempel Des Doods

En De Tempel Des Doods

Les meilleures recettes des régions de France

Guide d'identification des diatomées des rivières de l'Est du Canada

Guide de survie d'un juge en Chine

Guide de survie d'un juge en Chine

Guide de survie d'un juge en Chine

Des ruines du développement

Des Causes de la diminution du commerce des chevaux en Normandie

Théorie des probabilités en vue des applications statistiques (Publications de l'Institut français du pétrole)

DE LA VENUE EN FRANCE DU PAPE PASCAL II (1107)

Chroniques du Pays des Meres

Bas Banning En De Tour De France

Bas Banning En De Tour De France

Cartographie des risques en Afrique en 2009

Le temps du discrédit - Crise des créances, crise des croyances

Maigret en de moord op de quai des Orfevres

Maigret en de moord op de quai des Orfevres

Maigret En De Moord Op De Quai Des Orfevres

Maigret en de moord op de quai des Orfevres

L'Education des Enfants en Islam

Calcul des structures en bois

Calcul des structures en bois

Maigret en de moord op de quai des Orfevres

Survie des patients atteints de cancer en France : Étude des registres du réseau FRANCIM

Biographie des Archevêques de France

Histoire du luxe en France : Des origines a nos jours

Histoire du luxe en France : Des origines a nos jours

Déclin et survie des grandes villes américaines

en de tempel des doods

En De Tempel Des Doods

En De Tempel Des Doods

Les meilleures recettes des régions de France

Guide d'identification des diatomées des rivières de l'Est du Canada

Guide de survie d'un juge en Chine

Guide de survie d'un juge en Chine

Guide de survie d'un juge en Chine

Des ruines du développement

Des Causes de la diminution du commerce des chevaux en Normandie

Théorie des probabilités en vue des applications statistiques (Publications de l'Institut français du pétrole)

DE LA VENUE EN FRANCE DU PAPE PASCAL II (1107)

Chroniques du Pays des Meres

Bas Banning En De Tour De France

Bas Banning En De Tour De France

Cartographie des risques en Afrique en 2009

Le temps du discrédit - Crise des créances, crise des croyances

Maigret en de moord op de quai des Orfevres

Maigret en de moord op de quai des Orfevres

Maigret En De Moord Op De Quai Des Orfevres

Maigret en de moord op de quai des Orfevres

L'Education des Enfants en Islam

Calcul des structures en bois

Calcul des structures en bois

Maigret en de moord op de quai des Orfevres

Recommend Documents