Examen de la méthode de la NAACCR pour l'évaluation de la complétude du processus de détermination des cas au moyen du Registre canadien du cancer

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par Dianne Zakaria

Des données de registres du cancer fiables sont nécessaires pour planifier, contrôler et évaluer les programmes de lutte contre le cancer. Un aspect important de la qualité des données est la détermination des cas, généralement définie comme le pourcentage de toutes les nouvelles tumeurs dans la population surveillée par un registre qui sont saisies dans la base de données du registre^Note1. Une détermination incomplète des cas peut mener à une sous-estimation de l’incidence et de la prévalence, ainsi qu’à des caractéristiques sociodémographiques et cliniques biaisées (p. ex., stade au moment du diagnostic, traitement fourni et survie), si les cancers enregistrés par un registre diffèrent de façon substantielle de ceux qui sont laissés de côté.

Selon une étude récente des registres européens du cancer, 86 % ont évalué la complétude de leurs processus de détermination des cas^Note2. Les méthodes utilisées le plus fréquemment étaient la comparaison de l’incidence courante et de l’incidence historique (73 %) et les comparaisons avec un registre de référence vraisemblablement complet (65 %). Des procédures plus complexes, par exemple, la méthode de saisie-resaisie (25 %)^Note3-6 et la méthode de flux (21 %)^{Note4,Note7,8}, ont été utilisées moins fréquemment. Il était aussi peu fréquent d’utiliser plus d’une méthode (29 %).

La méthode utilisée par la North American Association of Central Cancer Registries (NAACCR) pour estimer la complétude des cas consiste à exprimer le nombre observé de cancers en pourcentage du nombre attendu pour une population donnée^Note9. Des rapports de taux d’incidence et de mortalité normalisés selon l’âge et propres à la race, au sexe et au siège du cancer sont calculés, selon les données sur l’incidence du cancer du programme Surveillance Epidemiology and End Results (SEER) et les données sur la mortalité par cancer aux États-Unis. Les produits de ces rapports de taux et de ces taux de mortalité pour la région et l’année d’intérêt fournissent des taux d’incidence attendus normalisés selon l’âge et propres à la race, au sexe et au siège du cancer pour cette région et cette année. La somme de ces estimations produit le taux global d’incidence du cancer normalisé selon l’âge attendu pour la race, le sexe, la région et l’année d’intérêt. Le taux d’incidence du cancer observé est par la suite exprimé sous forme de pourcentage de ce taux d’incidence attendu, afin d’estimer la complétude de la détermination des cas^Note9-11.

Cette méthode repose sur l’hypothèse que les données sur les décès par cancer sont complètes et que le rapport des taux d’incidence du cancer normalisés selon l’âge et des taux de mortalité par cancer normalisés selon l’âge et propres à la race, au sexe et au siège du cancer varie peu selon la région géographique (dans une fourchette de ± 20 % attribuable à la létalité différentielle)^Note9. Toutefois, en dépit de cette hypothèse, la NAACCR utilise les données sur la mortalité par cancer des États-Unis, plutôt que celles du SEER, pour produire les rapports de taux normalisés selon l’âge (RTNA), puis tient compte des différences entre la mortalité propre à une région et la mortalité aux États-Unis. Si le taux de mortalité normalisé selon l’âge propre à une région est supérieur au taux de mortalité normalisé selon l’âge aux États-Unis, le taux de mortalité propre à la région est rajusté à la baisse avant le calcul du taux d’incidence attendu; si le taux propre à une région est plus faible que le taux pour les États-Unis, le taux propre à la région est rajusté à la hausse^Note12.

La complétude du processus de détermination des cas peut aussi être estimée au moyen d’indicateurs plus simples : le pourcentage de cancers confirmés par certificat de décès uniquement (pourcentage de CDU); le pourcentage confirmé par examen microscopique (pourcentage de CEM); et le rapport de taux d’incidence et de mortalité normalisés selon l’âge (I:M). En fait, des indicateurs plus simples de la complétude des cas sont couramment utilisés pour la publication Cancer Incidence in Five Continents^Note1, et dans le cadre d’autres études internationales^Note13,14.

Un pourcentage élevé de CDU laisse supposer une détermination incomplète des cas attribuable au fait de ne pouvoir saisir les cas alors que les patients sont toujours vivants. Cela signifie que les cas non mortels laissés de côté (cancer non indiqué dans le certificat de décès) ne seront probablement jamais enregistrés^Note15. De même, un pourcentage de CDU=0 % laisse supposer que l’on n’a pas utilisé de certificats de décès, ou qu’il n’y a pas eu de couplage avec un registre de l’état civil pour déterminer les cas laissés de côté et que, par conséquent, il est probable que la détermination des cas est incomplète^{Note1,Note9,Note16}.

Des pourcentages de CEM élevés et faibles peuvent aussi être le signe de problèmes de complétude. Un pourcentage élevé peut rendre compte d’une trop grande dépendance à l’égard des cas de laboratoires d’hôpitaux ou de pathologie; un très faible pourcentage peut indiquer l’absence de laboratoires de pathologie appropriés ou un manque de collaboration entre un registre du cancer et les laboratoires de pathologie^{Note1,Note16-18}. Selon l’expérience du Programme SEER, le pourcentage de CEM pour tous les cas de cancer combinés devrait se situer entre 92 % et 96 %^Note18.

Enfin, l’I:M devrait être supérieur à 1,00. Un rapport inférieur à 1,00 est synonyme de sous-dénombrement^Note9.

Malgré l’utilisation de l’indicateur de la complétude des cas de la NAACCR, peu d’ouvrages ont été publiés au Canada concernant sa méthodologie, son utilité et son exactitude. On ne sait pas quel serait l’effet sur le calcul des rapports de taux d’incidence et de mortalité normalisés selon l’âge de limiter les données sur la mortalité à la région géographique qui a fourni les données sur l’incidence. L’indicateur est fondé sur l’hypothèse que les rapports de taux d’incidence et de mortalité normalisés selon l’âge, propres à la race, au sexe et au siège du cancer, sont à peu près constants dans toutes les régions géographiques. Par conséquent, on peut s’attendre à un meilleur rendement de l’indicateur si les données sur l’incidence et la mortalité concernent la même région géographique. Par ailleurs, les avantages de l’indicateur de la NAACCR par rapport à des méthodes plus simples n’ont pas été explorés de façon approfondie.

À partir des données tirées du Registre canadien du cancer (RCC), de la statistique de l’état civil et de statistiques sur la population, le principal objectif de la présente étude est d’examiner les répercussions du fait de limiter les données sur la mortalité aux régions géographiques qui fournissent les données sur l’incidence, au moment du calcul des rapports de taux d’incidence et de mortalité normalisés selon l’âge. Cela comprend l’évaluation de l’hypothèse selon laquelle les rapports de taux d’incidence et de mortalité normalisés selon l’âge, propres au sexe et au siège du cancer, varient peu d’une région à l’autre. Le deuxième objectif consiste à quantifier les rapports entre des méthodes plus simples d’estimation de la complétude et l’indicateur de la NAACCR. Le dernier objectif est de déterminer si l’indicateur de la NAACCR permet de cerner les différences connues quant au niveau de difficulté de détermination des cas et les problèmes connus de complétude des cas dans le RCC.

Données et méthodes

L’indicateur de la NAACCR a été calculé pour les tumeurs primaires diagnostiquées au Canada en 2007, parce qu’au moment de l’analyse, il s’agissait de l’année la plus récente pour laquelle des données nationales étaient disponibles; il s’agissait de l’année la plus récente de couplage avec les données nationales de la statistique de l’état civil; et parce que cela réduisait la confusion entre la complétude des cas et l’actualité des cas^Note15. La méthodologie pour calculer l’indicateur a été décrite par la NAACCR^Note12. Le RCC de Statistique Canada^Note19, la Base de données sur les décès de la Statistique de l’état civil^Note20 et le Recensement de la population^Note21 ont fourni respectivement des données sur l’incidence du cancer, la mortalité par cancer et la population, pour toutes les provinces et tous les territoires pour la période de cinq ans (2003 à 2007) prenant fin l’année de l’évaluation (2007). Ces cinq années de données ont été combinées pour calculer les taux d’incidence et de mortalité propres au sexe, à l’âge et au siège du cancer, qui ont été normalisés selon l’âge à partir de la population au 1^er juillet 1991 (annexe A). Les sièges du cancer inclus dans l’indicateur de la NAACCR et la méthode d’extraction dans le RCC et la Base de données sur les décès de la Statistique de l’état civil sont présentés à l’annexe B.

Les rapports de taux d’incidence et de mortalité normalisés selon l’âge et propres au sexe et au siège du cancer (RTNA) utilisés dans l’indicateur ont été calculés de deux façons : RTNA₁ et RTNA₂. Pour le RTNA₁, les données sur l’incidence du cancer et la mortalité par cancer ont été limitées aux provinces ayant obtenu la certification or ou argent de la NAACCR chaque année de 2003 à 2007 inclusivement : Alberta, Saskatchewan, Manitoba, Nouveau-Brunswick et Île-du-Prince-Édouard. Pour le RTNA₂, conformément à l’approche de la NAACCR, les taux d’incidence du cancer ont été calculés à partir des données des provinces obtenant les meilleurs résultats, mais les taux de mortalité ont été calculés à partir de données pour l’ensemble du Canada.

Le taux d’incidence normalisé selon l’âge et propre au sexe et au siège du cancer attendu pour une province ou un territoire en 2007 a été calculé au moyen du RTNA₁ ou du RTNA₂ (équation 1) (formules). Afin de tenir compte des différences dans les taux de létalité du cancer des différentes régions, la NAACCR intègre un terme d’ajustement de la mortalité (équation 2), qui est utilisé pour corriger le taux de mortalité normalisé selon l’âge et propre au sexe et au siège du cancer pour la région d’intérêt (équation 3). On a calculé la complétude de la détermination des cas pour un sexe et un siège de cancer particuliers dans une province ou un territoire (équation 4), ainsi que la complétude globale de la détermination des cas pour un sexe particulier dans une province ou un territoire (équation 5).

Les indicateurs de la complétude de la détermination des cas produits au moyen de ces deux méthodes sont appelés I₁ et I₂. Les variances pour les taux normalisés selon l’âge ont été calculées comme dans Fay et Feuer^Note22, et les intervalles de confiance pour les rapports de taux normalisés selon l’âge ont été calculés comme dans Armitage, Berry et Matthews^Note23. On n’a pas calculé d’intervalles de confiance pour les indicateurs de la complétude de la détermination des cas, en raison de l’absence de méthodes publiées, une limite qui avait été déterminée précédemment, particulièrement dans le cas des estimations fondées sur de petits nombres^Note24.

On a utilisé le coefficient de corrélation produit-moment de Pearson pour examiner les associations entre les I₁, I₂ et I:M propres au sexe et au siège du cancer (quantifiés pour 2007). Étant donné que les associations entre les estimations de la complétude des cas propres au sexe et au siège du cancer (I₁ et I₂) et les pourcentages de CDU et de CEM (les deux quantifiés pour 2007) ne devaient pas être linéaires, elles ont été évaluées au moyen du coefficient de corrélation bisériale de point. Cette statistique mesure le degré d’association entre une variable dichotomique (pourcentage de CDU ou pourcentage de CEM) et une variable d’intervalle ou de rapport (I₁ et I₂). Ses propriétés et son interprétation sont similaires au coefficient de corrélation produit-moment de Pearson, étant donné qu’elles vont de -1 à +1, les valeurs absolues plus importantes indiquant un rapport plus étroit. Elles montrent à quel degré le pourcentage de CDU ou le pourcentage de CEM permet de distinguer une détermination complète et incomplète des cas : les valeurs absolues plus importantes sont synonymes d’une plus grande distinction^Note25. On a dichotomisé le pourcentage de CDU, de façon que les valeurs de 0 % ou de plus de 5 % (dépassant la limite supérieure pour la certification argent de la NAACCR) soient considérées comme correspondant à une détermination incomplète des cas. On a dichotomisé le pourcentage de CEM, de façon que les valeurs inférieures à 90 % ou supérieures à 98 % soient considérées comme correspondant à une détermination incomplète des cas, une fourchette légèrement plus large que la ligne directrice de la NAACCR pour tous les cas combinés (92 % à 96 %). On a aussi utilisé des coefficients de corrélation produit-moment de Pearson pour examiner l’association entre I₁ et I₂, et les formes continues de pourcentage de CEM et de pourcentage de CDU, mais les constatations étaient similaires (données non présentées).

Pour respecter les exigences de confidentialité de la Loi sur la statistique, toutes les estimations fondées sur moins de cinq cas, ou constituées d’autres estimations fondées sur moins de cinq cas, ont été supprimées. Étant donné qu’il y a souvent eu suppression pour le Nunavut, les Territoires du Nord-Ouest, le Yukon et l’Île-du-Prince-Édouard, les estimations sont présentées pour les neuf provinces qui restent seulement. Toutefois, les résultats pour les provinces et territoires plus petits sont inclus dans les estimations pour l’ensemble du Canada. Toutes les analyses ont été effectuées au moyen de SAS 9.2^©Note26.

Résultats

Le RTNA₁ et le RTNA₂ étaient généralement similaires (intervalles de confiance se chevauchant) (tableau 1). Lorsqu’il existait des différences (intervalles de confiance ne se chevauchant pas), le RTNA₁ était généralement plus élevé, indiquant que le taux de mortalité dans les provinces obtenant les meilleurs résultats était plus faible que dans l’ensemble du Canada.

Les comparaisons pour les RTNA₁ propres au siège du cancer entre les provinces obtenant les meilleurs résultats ont montré que seul le cancer de la prostate et le cancer du sein chez la femme comportaient des cas d’intervalles de confiance ne se chevauchant pas (tableau 2). Les deux cancers ont été exclus de l’estimation globale de la complétude des cas de la NAACCR (annexe B).

Toutefois, même lorsque la province la plus petite (Île-du-Prince-Édouard) était exclue, des différences substantielles entre les RTNA₁ sont ressorties dans les régions. Par exemple, le RTNA₁ du cancer de l’estomac chez la femme en Saskatchewan était de 2,00, comparativement à 1,35 au Manitoba, une différence relative plus importante que pour le cancer du sein chez les femmes (4,37 et 4,01, respectivement). L’examen des taux sous-jacents normalisés selon l’âge a révélé que ce sont des différences dans la mortalité, et non pas dans l’incidence, qui ont entraîné la disparité entre les deux provinces. Toutefois, la possibilité de déterminer la signification statistique de ces différences était limitée par le faible nombre de cas, comparativement au cancer de la prostate et au cancer du sein chez la femme.

Les deux indicateurs de la complétude des cas propres au sexe et au siège du cancer — I₁ et I₂ — calculés pour les neuf provinces à partir d’un nombre de cas approprié étaient fortement corrélés (r = 0,93, n = 315, p < 0,0001). En général, ils étaient de 90 % ou plus (niveau approprié pour la certification de la complétude des cas argent de la NAACCR) ou inférieurs à 90 %. Toutefois, dans 11 % des comparaisons, des différences sont ressorties, un indicateur atteignant 90 % et plus, et l’autre, moins de 90 %. Dans la majorité de ces cas (67 %), I₁ a obtenu un score plus faible que I₂, parce que le RTNA₁ était plus élevé que le RTNA₂ (tableau 1). Un RTNA plus élevé signifie que le nombre attendu de cas sera plus élevé, ce qui se traduit par une complétude plus faible des cas (un rapport observé:attendu plus faible). Selon I₁, environ 27 % des indicateurs de la complétude propres au sexe et au siège du cancer dans les neuf provinces étaient inférieurs à 90 %; selon I₂, 23 % étaient inférieurs à 90 % (données non présentées).

Parmi les indicateurs plus simples, l’I:M était le plus fortement et systématiquement associé avec I₁ et I₂; les corrélations du pourcentage de CEM et du pourcentage de CDU avec I₁ et I₂ étaient rares (tableau 3).

Le tableau 4 présente les I₁ et I₂ pour certains cancers comportant divers degrés de difficulté au chapitre de la détermination10. Si moins de 90 % sont considérés comme représentant une détermination potentiellement incomplète, la difficulté de la détermination n’était pas systématiquement liée au sous-dénombrement. Mis à part le cancer du pancréas, la fréquence du sous-dénombrement selon I₂ n’a pas augmenté pour les cancers présentant un niveau moyen de difficulté par rapport à ceux présentant un faible niveau de difficulté. Le sous-dénombrement du cancer du sein, qui est considéré comme comportant un niveau moyen de difficulté, était faible, tant selon I₁ que selon I₂. Par ailleurs, I₁ n’a pas permis de déterminer de cas de sous-dénombrement du cancer de la prostate, qui est considéré comme l’un des plus difficiles à déterminer.

Tant I₁ que I₂ laissaient supposer un sous-dénombrement du cancer de la vessie en Ontario (tableau 4)^Note27, une constatation qui était attendue parce que l’Ontario ne déclare pas les tumeurs in situ de la vessie au RCC. Dans le cas du Québec, tant I₁ que I₂ laissaient supposer un sous-dénombrement des mélanomes de la peau, mais seulement I₂ laissait supposer un sous-dénombrement du cancer de la prostate. En 1996, on a documenté une détermination incomplète des cas de cancer de la prostate et de mélanomes de la peau pour les adultes au Québec^Note28.

Les sièges du cancer qui ne sont pas présentés dans le tableau 4 ont été examinés, afin de déterminer d’autres cas possibles de sous-dénombrement substantiel (moins de 80 % de complétude); au total, 10 ont émergé :

• cancer de l’œsophage chez les femmes de la Saskatchewan (I₁ = 72 %, I₂ = 75 %) et les femmes du Manitoba (I₁ = 64 %, I₂ = 66 %);
• cancer du foie chez les femmes du Manitoba (I₁ = 55 %, I₂ = 58 %);
• cancer de l’ovaire en Nouvelle-Écosse (I₁ = 79 %, I₂ = 77 %) et à Terre-Neuve (I₁ = 75 %, I₂ = 71 %);
• cancer du rein et cancer du bassinet du rein chez les hommes du Manitoba (I₁ = 75 %, I₂ = 73 %);
• cancer du cerveau et d’autres régions du système nerveux central chez les femmes de Terre-Neuve (I₁ = 67 %, I₂ = 71 %);
• lymphome hodgkinien chez les hommes de la Saskatchewan (I₁ = 62 %, I₂ = 65 %) et les femmes du Québec (I₁ = 47 %, I₂ = 69 %); et
• myélome multiple chez les hommes de la Nouvelle-Écosse (I₁ = 58 %, I₂ = 59 %).

Il faut toutefois faire preuve de prudence, en raison des petits nombres qui sous-tendent certaines de ces estimations (p. ex., le cancer de l’œsophage et le cancer du foie).

L’indicateur global de la complétude de la détermination des cas a fait ressortir un sous-dénombrement chez les hommes de Terre-Neuve (tableau 5), en incluant ou en excluant le cancer de la prostate. L’I:M et le pourcentage de CEM à Terre-Neuve se situaient à l’extrémité inférieure et supérieure, respectivement, de la fourchette de valeurs pour les neuf provinces. Des tendances similaires ont été notées pour les femmes de Terre-Neuve, chez qui l’un des quatre indicateurs de la complétude était légèrement inférieur à 90 %.

Discussion

Une hypothèse qui sous-tend l’indicateur de la NAACCR est que le rapport des taux d’incidence et de mortalité normalisés selon l’âge et propres à la race, au sexe et au siège du cancer varie peu selon la région géographique. C’est donc dire que les taux d’incidence du cancer et de mortalité peuvent varier d’une région à l’autre, mais que le rapport des deux ne changera pas. Toutefois, l’examen de cette hypothèse dans les provinces canadiennes, qui a servi à élaborer les rapports de taux d’incidence et de mortalité normalisés selon l’âge a révélé des différences assez importantes, sauf pour le cancer de la prostate et le cancer du sein chez la femme, les deux étant exclus de l’indicateur de la NAACCR.

Dans la présente analyse, les différences entre le RTNA₁ et le RTNA₂ ont contribué à des disparités entre I₁ et I₂ dans environ 11 % des comparaisons. Les utilisateurs qui souhaitent déterminer des cas possibles de sous-dénombrement pourraient privilégier I₁ par rapport à I₂ parce que, en cas de désaccord, I₁ est plus susceptible d’obtenir un score inférieur à 90 %.

Parmi les indicateurs plus simples, seul l’I:M a montré des associations fréquentes et statistiquement significatives avec I₁ et I₂. Cela semble raisonnable compte tenu des hypothèses sous-jacentes de I₁ et I₂ (stabilité des rapports de taux d’incidence du cancer et de mortalité normalisés selon l’âge entre les régions et complétude des données sur les décès par cancer). Compte tenu de ces hypothèses, un I:M relativement faible serait le signe d’un cas de cancer laissé de côté. L’I:M ne doit pas être inférieur à 1,00, mais il doit être relativement faible en rapport avec les autres régions. Ainsi, l’I:M peut offrir une indication initiale moins complexe et plus directe de problèmes de complétude des cas, qui peut faire l’objet d’un examen, grâce à une comparaison des taux d’incidence du cancer et de mortalité normalisés selon l’âge au fil du temps, à l’intérieur d’une province ou d’un territoire, et entre les provinces et les territoires. Parmi les avantages de l’I:M figure la capacité de calculer des intervalles de confiance pour des comparaisons plus utiles avec l’I:M type fondé sur les provinces obtenant les meilleurs résultats.

Le manque d’association entre le pourcentage de CDU et le pourcentage de CEM et I₁ et I₂ découle probablement de l’absence de seuils uniformes pour les différents sièges du cancer^{Note13,Note18}, et du fait que le pourcentage de CDU ne représente pas, en soi, un indicateur de la complétude de la détermination des cas^Note1,Note4. Un faible pourcentage de CDU pourrait être le résultat d’un enregistrement efficace des cas de cancer pendant que les patients sont vivants, ou de procédures dynamiques de suivi des cas soumis à l’attention des registres, grâce aux certificats de décès. Dans ce dernier cas, il est probable que des cas seront laissés de côté. De Angelis et coll.^Note13 indiquent que la portée de la confirmation par examen microscopique dépend de l’accessibilité du cancer pour des biopsies, du fait qu’une intervention chirurgicale est pratiquée ou non, et de la disponibilité de rapports de pathologie pour les registres du cancer. Pour le pourcentage de CDU et le pourcentage de CEM, l’examen de la fourchette de valeurs des provinces et des territoires, de même qu’une connaissance des procédures des registres (utilisation des certificats de décès, couplage avec la base de données de la statistique de l’état civil, procédures de suivi), seraient plus utiles pour la détermination du sous-dénombrement.

L’importance des estimations propres au cancer pour chaque province et territoire a été illustrée par la façon dont les problèmes de couverture ont été masqués lorsque les sièges comportant des estimations élevées et faibles de complétude ont été agrégés. En dépit du sous-dénombrement possible de cancers particuliers dans plusieurs provinces, l’indicateur global de la complétude de la détermination des cas a fait ressortir un sous-dénombrement uniquement pour les hommes de Terre-Neuve.

Les principales limites de la présente étude sont les hypothèses qui sous-tendent les indicateurs de la complétude de la détermination des cas et l’absence d’intervalles de confiance, particulièrement pour les estimations fondées sur de petits nombres. Comme l’ont observé Fulton et Howe^Note10, même parmi les registres du SEER dans lesquels la complétude des cas était exceptionnelle, le pourcentage de complétude des cas variait, ce qui laisse supposer l’existence de différences dans les rapports de taux d’incidence et de mortalité normalisés selon l’âge entre les états. Conformément aux constatations de la présente analyse, ils ont conclu que le pourcentage de complétude des cas pourrait être utilisé pour déterminer « avec précaution » les sièges de cancer pour lesquels le sous-dénombrement pourrait poser un problème et qui nécessitent un examen plus poussé, afin d’écarter les différences réelles de létalité, d’incidence et de variation aléatoire, avant de conclure que le sous-dénombrement est la cause^Note10.

Compte tenu de l’importance de la complétude des cas, les registres pourraient envisager d’autres méthodes d’évaluation, comme la méthode de saisie-resaisie ou la méthode de flux, la méthode de notification de certificat de décès de Parkin et les vérifications de base de la détermination des cas^Note4. Si les registres recueillaient et soumettaient des données sur toutes les sources distinctes de notification de cas, la portée de la complétude des cas pourrait être explorée par le RCC, grâce à des méthodes de saisie-resaisie^{Note3,Note29-32}. De même, le fait de soumettre de l’information sur la notification d’un cas par certificat de décès et la date de premier enregistrement permettrait au RCC d’estimer la complétude des cas au moyen de la méthode de flux^Note7 et de la méthode de notification de certificat de décès de Parkin^Note4.

Mot de la fin

L’hypothèse de rapports de taux d’incidence et de mortalité normalisés selon l’âge et propres au sexe et au siège du cancer stables d’une région à l’autre, qui sous-tend l’indicateur de la complétude de la détermination des cas de la NAACCR, n’a pas été appuyée de façon systématique par les données du RCC, des différences régionales substantielles ayant émergé. Même si la fréquence du sous-dénombrement n’a pas augmenté de façon systématique en parallèle avec la difficulté attendue de détermination des cas, certains problèmes connus de sous-dénombrement dans le RCC ont été déterminés. L’importance de l’examen d’indicateurs propres au cancer a été renforcée, l’agrégation des sièges de cancer et des estimations de complétude élevées et faibles pouvant masquer le sous-dénombrement de cancers particuliers. L’indicateur de la NAACCR a été associé au rapport de taux d’incidence et de mortalité de base pour une région, mais pas avec le pourcentage de CEM ou le pourcentage de CDU. Ainsi, l’I:M et l’intervalle de confiance de 95 % correspondant peuvent offrir une méthode moins complexe de détermination du sous-dénombrement.

Remerciements

Statistique Canada gère le Registre canadien du cancer et la Base de données sur les décès de la Statistique de l’état civil, qui sont constitués de données fournies par les provinces et les territoires, dont la collaboration est grandement appréciée.