Estimation de la survie relative dans le cas du cancer : une analyse du biais attribuable à l'utilisation de tables de mortalité périmées

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par Larry F. Ellison

Dans les études du cancer fondées sur la population, le ratio de survie relative (RSR) est le paramètre de mesure de prédilection pour l’évaluation et la comparaison de la survie. La survie relative s’entend du ratio de la proportion observée de cas de survie(dans un groupe de personnes ayant reçu un diagnostic de cancer) à la proportion prévue decas de survie (chez les membres de l’ensemble de la population exemptes de la forme de cancer étudiée et ayant des caractéristiques semblables)^Note1. Dans la pratique, les proportions prévues de cas de survie sont habituellement calculées d’après les tables de mortalité portant sur l’ensemble de la population.

Toutefois, aux fins de suivi des cancéreux, on ne dispose pas toujours de tables de mortalité de la population qui correspondent aux années civiles de suivi les plus récentes. La pratique dans de telles circonstances a été d’élargir les tables de mortalité portant sur la période la plus récente afin d’y inclure les années restantes pour lesquelles des estimations de la survie prévue sont requises^Note2. Cette pratique repose sur l’hypothèse selon laquelle tout biais éventuellement introduit dans les estimations de la survie prévue et, par conséquent, dans les ratios de la survie relative, sera négligeable, mais à ce jour aucune étude empirique d’un tel biais n’a encore été publiée. Qui plus est, il semble que le recours de plus en plus répandu à la méthode d’analyse de la survie par période, soit pour compléter ou remplacer les approches traditionnelles d’analyse de cohortes, augmente les risques de biais.

À partir des données du Registre canadien du cancer (RCC), l’auteur examine l’incidence sur les RSR d’utiliser des tables de mortalité historiques plutôt qu’à jour pour estimer la survie prévue. Les résultats sont présentés selon le sexe, le groupe d’âge et la durée de survie.

Méthodes

Sources de données

Les données sur l’incidence du cancer sont tirées de la version d’octobre 2011 du Registre canadien du cancer (RCC), une base de données dynamique, orientée vers la personne et représentative de la population, qui est tenue à jour par Statistique Canada. Le RCC contient des données sur les cas de cancer diagnostiqués depuis 1992 tirées des rapports des registres provinciaux et territoriaux du cancer.

Un fichier contenant des enregistrements correspondant aux cas de cancer invasif et de cancer in situ de la vessie (qui sont déclarés pour chaque province et territoire, sauf l’Ontario) a été créé selon les règles de codage des tumeurs primaires multiples du Centre international de recherche sur le cancer^Note3. Les cas de cancer ont été définis conformément à la Classification internationale des maladies pour l’oncologie, Troisième édition^Note4 et groupés selon les définitions du programme SEER (pour Surveillance, Epidemiology, and End Results), le mésothéliome et le sarcome de Kaposi étant présentés séparément^Note5.

Le suivi de la mortalité a été réalisé par couplage des enregistrements du RCC à ceux de la Statistique de l’état civil – Base de données sur les décès (les décès enregistrés au Québec non compris) et à partir des renseignements obtenus des registres provinciaux et territoriaux du cancer. En cas de décès déclaré par un registre provincial, mais non confirmé par couplage d’enregistrements (données nationales), on a supposé que la personne était décédée à la date indiquée par le registre déclarant.

Techniques d’analyse

Les ratios prévus de survie relative pour 2005 à 2007 ont été calculés à partir de tables de mortalité centrées sur le Recensement de la population de 2006^Note6, afin d’estimer la survie prévue. Ces RSR constituaient les ratios de référence. Les calculs ont été repris d’après des tables de mortalité centrées sur le Recensement de 2001^Note7 et sur celui de 1996^Note8 et on a déterminé les écarts en points de pourcentage entre les RSR de référence et les RSR correspondant aux périodes moins récentes.

Les écarts de proportions prévues de cas de survie notés entre les différentes séries de tables de mortalité ne sauraient être entièrement attribuables à l’évolution naturelle de l’espérance de vie au fil du temps, car la méthodologie servant à produire ces tables a changé elle aussi. Deux modifications importantes ont été apportées à celle-ci, en commençant avec les tables de mortalité de 2005 à 2007 : la première avait trait à la méthode d’estimation de la mortalité aux grands âges et la seconde, à la méthode de lissage des quotients de mortalité selon l’âge^Note9. Étant donné que la présente analyse a pour but d’étudier l’incidence de l’utilisation de données historiques, on n’a pas cherché à isoler les effets de ces améliorations méthodologiques, ceux-ci ayant été jugés minimes^Note9.

La méthode d’analyse de la survie par période^Note10 est fondée sur un algorithme du domaine public^Note11 qui incorpore la méthode d’Ederer II^Note12. On y a apporté certaines adaptations mineures pour une meilleure précision (p. ex. détermination de l’âge atteint à trois décimales près). La survie prévue a été calculée à partir de tables de mortalité provinciales complètes propres au sexe. On ne disposait pas de tables complètes pour l’Île-du-Prince-Édouard et les trois territoires, du fait de la petite taille de leur population. Les proportions prévues de cas de survie pour ces régions ont été tirées de tables de mortalité abrégées pour le Canada et pour les administrations concernées, ainsi que de tables de mortalité complètes pour le Canada, conformément à une méthode proposée par Dickman et coll.^Note13.

Les analyses portent sur toutes les tumeurs primaires^Note14-16. Les données pour le Québec en sont exclues, parce que la méthode appliquée dans cette province pour déterminer la date du diagnostic diffère de celle des autres provinces, et en raison de problèmes liés à la détermination du statut vital des cas. Ont également été exclus de l’analyse les enregistrements pour lesquels : la personne avait moins de 15 ans ou plus de 99 ans au moment du diagnostic; le diagnostic avait été établi par autopsie seulement ou d’après le certificat de décès seulement; l’année de naissance ou de décès était inconnue.

Les répartitions selon le sexe et le groupe d’âge des cas diagnostiqués de 2000 à 2007 admissibles aux fins de l’analyse sont fournies pour chaque cancer étudié ainsi que pour tous les cancers confondus. Le choix de cette période permettait de décrire toutes les personnes pouvant avoir été représentées dans les analyses sur cinq ans (la durée d’intérêt), étant donné qu’en soi, la méthode d’analyse de la survie par période ne porte sur aucun groupe de personnes en particulier^Note17.

Résultats

Dans le cas des cancers non liés au sexe, l’asymétrie vers les hommes était la plus forte pour les cancers du larynx (83 %), du foie (76 %), de la vessie (74 %) et de l’œsophage (73 %) (tableau 1). En revanche, les femmes rendaient compte de 78 % des diagnostics de cancer de la thyroïde. L’âge moyen au moment du diagnostic était le plus élevé dans le cas des cancers de la vessie (71 ans), du côlon (70 ans) et du pancréas (70 ans), et le plus bas dans celui du lymphome hodgkinien (42 ans), du cancer de la thyroïde (48 ans) et du cancer du col de l’utérus (49 ans). Les ratios de survie relative pour 2005 à 2007 étaient les plus élevés à l’égard des cancers de la thyroïde et de la prostate (RSR à 5 ans ≥ 95 %) et les moins élevés, pour les cancers du pancréas, de l’œsophage, du poumon et des bronches, de même que du foie (< 20 %), suivis des cancers du cerveau et de l’estomac (< 25 %) (tableau 2).

Comparativement aux estimations de la survie prévue fondées sur les tables de mortalité de 2005 à 2007, celles basées sur les tables de mortalité de 2000 à 2002 entraînaient un accroissement des RSR pour tous les sièges de cancer et durées de survie étudiés. Tous sièges de cancer confondus, les RSR à 1 an, à 5 ans et à 10 ans ont crû de 0,2, 0,8 et 1,7 point de pourcentage, respectivement. Les accroissements les plus marqués s’observaient dans le cas des cancers de la prostate (0,4, 2,0 et 4,7 points de pourcentage, respectivement) et de la vessie (0,4, 1,6 et 3,0 points de pourcentage), et les moins marqués, dans le cas des cancers du cerveau (0,1, 0,1 et  0,1 point de pourcentage, respectivement) et du pancréas (0,1, 0,1 et 0,2 point de pourcentage).

Les accroissements de RSR étaient plus importants encore lorsque les estimations de la survie prévue étaient basées sur les tables de mortalité de 1995 à 1997. Les mêmes profils observés avec les tables de 2000 à 2002 étaient manifestes, mais les écarts de ratio étaient environ deux fois plus prononcés avec les tables de 1995 à 1997. Plus précisément, pour tous les sièges de cancer confondus, les RSR à 1 an, à 5 ans et à 10 ans calculés à partir des tables de mortalité de 1995 à 1997 ont crû de 0,4, 1,8 et 3,7 points de pourcentage, respectivement. Les accroissements les plus marqués s’observaient pour le cancer de la prostate (0,8, 4,3 et 10,2 points de pourcentage, respectivement) et le cancer de la vessie (0,8, 3,4 et 6,6 points de pourcentage), et les moins marqués, pour le cancer du cerveau (0,1, 0,2 et 0,3 point de pourcentage, respectivement) et le cancer du pancréas (0,1, 0,2 et 0,4 point de pourcentage).

En général, l’ampleur des écarts de RSR pour 2005 à 2007 calculés d’après les tables de mortalité historiques plutôt qu’actuelles dépendait de la survie relative pour le cancer spécifique. Les écarts avaient tendance à être prononcés dans le cas des cancers ayant les meilleurs pronostics (p. ex. le cancer de la prostate) et peu marqués pour les cancers à moins bon pronostic (p. ex. le cancer du pancréas). Parmi les cancers auxquels correspond un RSR à 5 ans supérieur à 60 %, douze sur quinze étaient associés à un biais d’au moins 0,6 point de pourcentage (survie à 5 ans). À l’opposé, sur les huit cancers à pronostic relativement mauvais (RSR < 45 %), sept étaient associés à un biais de 0,4 point de pourcentage ou moins et un seul, à savoir le myélome multiple, à un biais de 0,6 point de pourcentage.

Tous cancers confondus, l’utilisation des tables de mortalité de 2000 à 2002 plutôt que de 2005 à 2007 pour l’estimation de la survie prévue a entraîné un accroissement plus important des RSR à 5 ans chez les hommes (1,2 point de pourcentage) que chez les femmes (0,5 point de pourcentage) (tableau 3). Si l’on exclut les cancers propres au sexe, y compris le cancer du sein, alors l’augmentation observée chez les hommes régresse à seulement 0,8 point de pourcentage, tandis que le résultat demeure inchangé chez les femmes (données non présentées). De même, pour chaque cancer étudié, l’augmentation observée chez les hommes était égale ou supérieure à celle observée chez les femmes, l’écart le plus marqué s’observant dans le cas du cancer de la vessie (1,9 point de pourcentage pour les hommes et 0,7 point de pourcentage pour les femmes).

L’utilisation des tables de mortalité de 2000 à 2002 plutôt que de 2005 à 2007 a également entraîné un accroissement des RSR à 5 ans plus marqué avec l’âge. Ainsi, tous sièges de cancer confondus, les personnes âgées de 75 à 99 ans au moment du diagnostic ont montré une augmentation de 1,9 point de pourcentage et celles âgées de 65 à 74 ans et de 55 à 64 ans au moment du diagnostic, une augmentation de 0,8 et 0,4 point de pourcentage, respectivement.  Chez les personnes âgées de 75 à 99 ans au moment du diagnostic, l’augmentation la plus prononcée a été observée à l’égard du cancer de la prostate (4,6 points de pourcentage), suivi du mélanome de la peau (3,4 points de pourcentage), du cancer du  larynx (2,9 points de pourcentage) et du cancer de la vessie (2,8 points de pourcentage). Parmi les personnes âgées de 65 à 74 ans et de 55 à 64 ans au moment du diagnostic, l’augmentation la plus marquée a également été notée à l’égard du cancer de la prostate (1,7 et 0,7 point de pourcentage, respectivement). Enfin, chez les personnes âgées de 15 à 54 ans au moment du diagnostic, les augmentations observées n’ont jamais dépassé 0,1 point de pourcentage, sauf dans le cas du cancer de la prostate.

Le doublement de l’accroissement des RSR pour 2005 à 2007 signalé plus haut – avec les tables de mortalité de 1995 à 1997 par opposition à celles de 2000 à 2002 – vaut pour les deux sexes, tous les groupes d’âge et tous les sièges de cancer confondus, ainsi que pour tous les sièges de cancer pris séparément, à une ou deux exceptions près (données non présentées).

Discussion

La présente étude fournit des données empiriques sur la nature et l’ampleur du biais introduit lorsque les RSR pour le cancer sont établis à partir de données historiques sur la survie prévue plutôt qu’à partir de données actuelles. Les accroissements observés à l’égard des RSR à 5 ans calculés d’après les tables de mortalité de 2000 à 2002 plutôt que de 2005 à 2007 étaient les plus élevés dans le cas des cancers de la prostate et de la vessie, et à l’endroit des hommes et des personnes âgées de 75 à 99 ans au moment du diagnostic; en outre, ils s’accentuaient à mesure que la durée de survie augmentait. Les écarts de survie étaient environ deux fois plus élevés lorsque les tables de mortalité utilisées remontaient à dix ans plutôt qu’à cinq ans.

Le biais observé était lié aux différences d’espérance de vie dans les tables de mortalité utilisées pour calculer la survie prévue. De 2000–2002 à 2005–2007, l’espérance de vie au Canada a augmenté de 1,3 année chez les hommes et de 0,8 année chez les femmes^Note6,Note7. Pour la période de 1995–1997 à 2005–2007, les valeurs correspondantes sont deux fois plus élevées, soit 2,8 années et 1,7 année, respectivement^Note6,Note8. De plus, les probabilités distinctes selon l’âge de survivre entre deux âges au cours de ces périodes augmentent avec l’âge chez les personnes de 55 ans et plus^Note6-8.

L’analyse du rôle des tables de mortalité en ce qui a trait au calcul des estimations de la survie relative pour différents sièges de cancer constitue une tâche complexe^Note18. Par exemple, le biais le plus important a été observé dans le cas du cancer de la prostate, un cancer propre aux hommes pour lequel l’âge moyen au moment du diagnostic est plus élevé que celui observé, en moyenne, pour les autres cancers. Par contre, le biais était minime dans le cas du cancer de l’œsophage, cancer présentant une répartition selon le sexe à prédominance masculine et pour lequel l’âge moyen au moment du diagnostic est légèrement plus élevé, en moyenne, que pour les autres.

L’évaluation du biais dépend également d’un autre facteur, à savoir le pronostic du cancer en question. Or, pour deux cancers ayant la même proportion prévue de survie – peu importe la table de mortalité sur laquelle elle est fondée –, les différences entre deux tables de mortalité donneront lieu à un écart de survie relative plus marqué pour le cancer ayant le meilleur pronostic^Note18. Prenons par exemple deux cancers, pour lesquels les proportions de survie sont de 80 % (cancer 1) et 10 % (cancer 2). Si la table de mortalité 1 donne une proportion prévue de survie de 80 % pour chacun des cancers 1 et 2, et la table de mortalité 2, une proportion prévue de 82 %, alors l’effet des différences de tables de mortalité sera de 2,4 points de pourcentage pour le cancer 1 (80/80 – 80/82) et de 0,3 point de pourcentage pour le cancer 2 (10/80 – 10/82).

Les conclusions de la présente étude étayent l’importance du pronostic du cancer spécifique lorsqu’on évalue le biais dû à l’utilisation de tables de mortalité historiques par rapport à actuelles. Ainsi, les cancers ayant les meilleurs pronostics ont tendance à être associés à des écarts relativement prononcés, tandis que les cancers à pronostic moins favorable ont tendance à être associés à des écarts relativement faibles. Parmi les exceptions les plus notables figurent le cancer de la thyroïde, le lymphome hodgkinien et le cancer du col de l’utérus, dont les pronostics vont de bon à excellent et pour lesquels les écarts sont faibles. Dans chacun de ces cas – particulièrement pour le lymphome hodgkinien –, on observe, non par hasard, que l’âge moyen au moment du diagnostic est beaucoup plus bas que pour les autres sièges de cancer. En outre, les cancers de la thyroïde et du col de l’utérus ont une répartition selon le sexe fortement (entièrement, dans le second cas) asymétrique vers les femmes. En résumé, le biais introduit est d’autant moins prononcé que la similitude des estimations de la survie prévue fondées sur des tables de mortalité différentes est grande, et ce facteur peut même l’emporter sur le pronostic comme déterminant de l’ampleur du biais.

Les analyses ont été menées selon la méthode d’analyse par période, qui permet de produire des estimations plus à jour de la survie au cancer^Note19-21 et que l’on emploie plus couramment depuis quelques années^Note17. Les résultats des analyses par période rendent compte de l’expérience de survie uniquement pour la période pour laquelle les données les plus récentes sont disponibles. À leur tour, les RSR établis grâce à l’analyse par période reposent exclusivement sur les chiffres de la survie prévue pour cette même période. Pour produire des estimations à long terme de la survie relative à partir de la méthode des cohortes, il faut des estimations de la survie prévue couvrant un plus grand nombre d’années, bien que dans le meilleur des cas, les estimations les plus récentes ne s’appliqueraient qu’aux derniers intervalles de l’analyse (p. ex. les 8^e, 9^e et 10^e années, dans le cas d’une analyse de la survie à 10 ans). Ainsi, on comprend que l’utilisation de tables de mortalité historiques comme solution de rechange influera davantage sur les estimations de la survie fondées sur l’analyse par période que sur celles basées sur la méthode des cohortes.

Les résultats de l’analyse reflètent les données du Registre canadien du cancer, mais pas nécessairement les résultats que l’on obtiendrait à l’échelle des provinces. Le biais attribuable à l’utilisation des tables de mortalité de 2000 à 2002 pour établir les ratios prévus de survie relative au niveau des provinces est montré au tableau A en annexe pour certaines provinces et certains cancers.

Au Canada, les données sur la survie prévue ont traditionnellement été tirées de tables de mortalité quinquennales fondées sur la population produites par la Division de la démographie de Statistique Canada. Dans les faits, les chiffres sur la survie prévue pour les années civiles 1994 à 1998 et 1999 à 2003 sont fondés sur des tables de mortalité (de 1995 à 1997 et de 2000 à 2002) centrées sur les recensements de 1996 et de 2001, respectivement^Note7,Note8. Avant que les tables de mortalité de 2005 à 2007 (centrées sur le Recensement de 2006) ne soient produites6, les estimations de la survie prévue pour les années civiles 2004 à 2007 ont également été tirées des tables de 2000 à 2002. Au cours de cette période, plusieurs études de la survie relative ont été publiées^Note22-28, et on gagnerait à les examiner à la lumière des conclusions de la présente étude.

Ainsi qu’en témoigne la diffusion simultanée par Statistique Canada des données sur la mortalité et des tables de mortalité^Note29, il n’existe actuellement aucun décalage entre la diffusion des tables de mortalité et celle des données sur lesquelles elles reposent. De plus, on a amélioré la méthode de calcul des prévisions de survie, qui servent à l’estimation de la survie relative. En premier lieu, des tables de mortalité centrées sur des années autres que des années de recensement sont maintenant produites, et ce, en commençant par la version pour 2006 à 2008^Note30. Par conséquent, il ne sera probablement pas nécessaire à l’avenir d’avoir recours aux données historiques sur la survie prévue aux fins d’analyse des années en cours. En second lieu, la méthode utilisée dorénavant pour produire les tables de mortalité, en commençant par celles pour 2005 à 2007^Note9, a été appliquée de façon rétroactive à chaque année civile à partir de 1991 à 1993 et de 2004 à 2006 (données non publiées). Outre la cohérence méthodologique dans la façon de calculer les estimations de la survie prévue au fil du temps, cette approche offre également la possibilité de les calculer à partir de tables de mortalité pour une seule année civile.

Il est difficile d’évaluer dans quelle mesure les estimations internationales de la survie relative reposent sur des données non à jour sur la survie prévue, car les études souvent ne fournissent pas de précisions sur leurs méthodes de calcul. Aux États-Unis, le programme SEER (Surveillance, Epidemiology, and End Results) comporte un suivi des cas de cancer jusqu’en 2010, bien que les données les plus récentes sur la survie prévue remontent à 2007^Note31.  Avant cette date, lorsque le programme SEER s’appuyait exclusivement sur des tables de mortalité décennales, on observait des écarts plus marqués entre la dernière année de suivi et la dernière année pour laquelle des chiffres de la survie prévue étaient disponibles. Par exemple, la table de mortalité de 2000 a été élargie pour inclure l’année 2006 pour la remise des données de novembre 2008; trois ans plus tôt, la table de 1990 avait été élargie pour comprendre l’année 2003 (SEER*Stat Technical Support, Information Management Services, Inc.). C’est d’ailleurs cette dernière extension qui a motivé la présente analyse de l’effet produit par les tables de mortalité remontant à dix ans.

Mot de la fin

Les conclusions de la présente étude ont pour but d’aider à mieux comprendre l’importance d’avoir des données actuelles sur la survie prévue. Le recours aux données historiques plutôt qu’à jour sur la survie prévue pour calculer les RSR dans le cas du cancer peut entraîner une surestimation de la survie portant à conséquence. L’utilisation de plus en plus courante de la méthode d’analyse par période met en valeur la nécessité d’avoir des données à jour sur la survie prévue.

On recommande en outre qu’au moment de présenter leurs chiffres de la survie relative, les chercheurs citent clairement la source et la couverture de leurs données sur la survie prévue.

Remerciements

Le Registre canadien du cancer est tenu à jour par Statistique Canada à partir de données que lui fournissent les registres provinciaux et territoriaux du cancer, dont la collaboration est vivement appréciée.