Déterminants sociaux de l'incidence du cancer du poumon au Canada : une étude prospective sur 13 ans

par Debjani Mitra, Amanda Shaw, Michael Tjepkema et Paul Peters

Le cancer du poumon est le cancer le plus couramment diagnostiqué et la principale cause de décès par cancer au Canada. On estime qu’en 2014, 26 100 nouveaux cas ont été diagnostiqués et 20 500 personnes en sont décédéesNote 1. Les recherches montrent systématiquement que le risque de cancer du poumon est inversement lié au statut socioéconomique (SSE)Note 2-19.

L’étude des résultats du cancer selon le SSE au Canada présente des défis, parce que les registres du cancer ne renferment généralement pas de données sur les caractéristiques socioéconomiques au niveau de la personneNote 20. Des études canadiennes antérieures ont exploré les liens entre le cancer du poumon et le SSE en se fondant sur de petits échantillons, sur des approches écologiques dans le cadre desquelles les marqueurs du SSE au niveau du quartier étaient reliés aux données sur le cancer, ou sur des systèmes de surveillance faisant appel à des plans d’études cas/témoinsNote 8,Note 12-16. Ces études présentaient des limites en raison des petites tailles d’échantillon, d’une représentativité insuffisante et de biais liés à l’évaluation des expositions et à la vérification des résultats.

La création récente d’une vaste cohorte représentative de la population à partir d’un couplage d’enregistrements du recensement et du Registre canadien du cancerNote 21 permet de dépasser beaucoup de ces limites et d’examiner le rôle des déterminants socioéconomiques du risque de cancer du poumon au sein d’un vaste échantillon de la population canadienne. En même temps, l’examen des sous-types histologiques d’un gradient socioéconomique à l’autre offre l’occasion de mieux comprendre l’étiologie du cancer du poumon. À partir de données provenant de la cohorte du recensement canadien de 1991, la présente étude quantifie le risque de cancer du poumon selon des mesures individuelles du SSE (niveau de scolarité, revenu et profession) et en examine les associations par sexe, âge et sous-type histologique.

Données et méthodes

Sources des données

Les données concernent la cohorte du recensement canadien de 1991, soit la cohorte représentative de la population canadienne la plus nombreuseNote 21,Note 22. Pour y être admissible, il fallait être âgé de 25 ans le 4 juin 1991, avoir rempli le questionnaire détaillé du Recensement de 1991 et avoir réussi à être couplé avec un fichier de noms (déclarants en 1990 et 1991) au moyen de méthodes probabilistes normalisées. Étaient exclus les résidents d’établissements en 1991 (année de référence), les personnes non dénombrées (sous-dénombrement) (3,4 % de la population, y compris les habitants de 78 réserves indiennes) et les non-déclarants en 1990 ou 1991. Environ 2,7 millions de personnes ayant rempli le questionnaire détaillé du recensement ont pu être couplées avec la Base canadienne de données sur le cancer (1969 à 2003), la Base canadienne de données sur la mortalité (1991 à 2006) et un fichier de codes postaux résidentiels (1984 à 2007) créé à partir des données des déclarantsNote 21,Note 22.

La cohorte étudiée représente une source riche et variée de données démographiques et socioéconomiques tirées du questionnaire détaillé du Recensement de 1991. Les données sur le cancer comprennent la date du diagnostic, l’âge, le siège, la topographie, la morphologie, la latéralité et, le cas échéant, la date du décèsNote 21. On a suivi chaque membre de la cohorte à partir du jour du recensement (le 4 juin 1991) jusqu’à la date de censuration (premier diagnostic de cancer du poumon, date d’émigration, date de décès ou dernier jour de suivi, le premier des deux prévalant). On a ensuite divisé les jours-personnes de suivi par 365,25 pour obtenir les années­personnes à risque (APAR).

Les nouveaux cas de cancer du poumon ont été repérés dans la cohorte. La variable de résultats était le premier cancer primitif du poumon. La morphologie a été codée conformément à la Classification internationale des maladies pour l’oncologie – Morphologie, 2e édition (CIM-O-2). Afin de mieux comprendre l’étiologie du cancer du poumon, les personnes chez qui un autre cancer primitif avait précédé le cancer du poumon ont été exclues. Les tumeurs bénignes et in situ ont aussi été exclues. Les analyses ont été menées pour tous les cancers du poumon combinés (C34.0, C34.1, C34.2, C34.3, C34.8, C34.9), et séparément pour les principaux types histologiques : adénocarcinome (CIM-O-2 8140, 8211, 8230-8231, 8250-8260, 8323, 8480-8490, 8550-8560, 8570-8572), carcinome épidermoïde (CIM-O-2 8050-8076), carcinome à petites cellules (CIM-O-2 8040-8045), carcinome à grandes cellules, y compris les carcinomes à cellules géantes, à cellules claires et indifférenciés (CIM-O-2 8012–8031, 8310), et carcinomes non spécifiés (CIM-O-2 8010-8011, 8032-8034).

Pour chaque membre de la cohorte, on a extrait les données sur le diagnostic de cancer du poumon, la date de diagnostic, la date de naissance, le sexe, et les trois variables du SSE, à savoir 1) le plus haut niveau de scolarité atteint (pas de diplôme d’études secondaires, diplôme d’études secondaires y compris certificat d’une école de métiers, études postsecondaires au moins partielles inférieures au baccalauréat, et grade universitaire); 2) le revenu en fonction des seuils de faible revenu avant impôt; et 3) la profession, d’après la Classification type des professions de 1990. On a calculé les taux d’incidence normalisés selon l’âge (TINA) à partir des taux d’incidence selon l’âge à la date de référence, selon le sexe et selon chaque indicateur du SSE, par tranches d’âge de cinq ans, au moyen de la méthode directe. La population à la mi-1991 constituait la population type. En utilisant des méthodes décrites en détail ailleursNote 21,Note 22, on a calculé les TINA pour chaque indicateur du SSE séparément, puis à partir de ces taux, on a calculé les rapports de taux (RT), les différences de taux (DT) et les intervalles de confiance (IC) de 95 % correspondants. L’incidence excédentaire absolue a été obtenue en soustrayant le TINA pour les personnes appartenant aux catégories supérieures de SSE (grade universitaire, quintile de revenu le plus élevé, poste de gestion) du TINA pour l’ensemble de la cohorte. Cette différence représente le nombre de nouveaux cas de cancer du poumon par tranche de 100 000 APAR qui auraient pu être évités si tous les membres de la cohorte avaient affiché le même taux d’incidence que les membres appartenant aux catégories supérieures de SSE.

Résultats

Entre le 4 juin 1991 et le 31 décembre 2003, 215 700 personnes parmi toutes celles faisant partie de la cohorte (2 734 835) ont reçu un diagnostic d’au moins un type de cancer. Le cancer du poumon était le diagnostic le plus courant. Il représentait 14 % de tous les nouveaux cas et touchait 30 075 membres, dont 19 220 hommes et 10 855 femmes. Les TINA moyens de cancer du poumon par tranche de 100 000 APAR était 123 chez les hommes et 69 chez les femmes. Les caractéristiques des membres de la cohorte selon le sexe et le SSE sont présentées à l’annexe A.

Niveau de scolarité

Les TINA de cancer du poumon traçaient un gradient en escalier selon le niveau de scolarité, les taux les plus élevés s’observant chez les hommes et les femmes les moins scolarisés. Par rapport aux hommes ayant un grade universitaire, ceux ayant fait des études postsecondaires inférieures au baccalauréat, ceux détenant un diplôme d’études secondaires et ceux sans diplôme d’études secondaires présentaient un TINA 1,5 fois, 2,1 fois et 2,8 fois plus élevé, respectivement (tableau 1). Le gradient était comparable chez les femmes, qui avaient des rapports de taux (RT) correspondants de 1,6, 2,1 et 2,7.

Examiné en fonction de l’âge à la date de référence, un gradient de risque de cancer du poumon selon le niveau de scolarité était apparent chez les personnes des deux sexes de 25 à 44 ans, 45 à 64 ans et 65 à 79 ans, bien que les inégalités relatives s’atténuaient avec l’âge (tableau 2). Le RT le plus élevé s’observait chez les femmes de 25 à 44 ans sans diplôme d’études secondaires (RT = 4,04), suivies des hommes du même groupe âge–niveau de scolarité (RT = 3,93).

La différence absolue de taux d’incidence (DT) entre les membres de la cohorte les moins et les plus scolarisés s’établissaient à 95,4 cas par tranche de 100 000 APAR chez les hommes et à 51,5 cas chez les femmes (tableau 1). L’incidence excédentaire absolue liée au niveau de scolarité montre que si tous les membres de la cohorte avaient présenté le même taux d’incidence du cancer du poumon que les détenteurs d’un grade universitaire, ce taux aurait été 56 % inférieur chez les hommes et 55 % inférieur chez les femmes, ce qui représente 68,9 et 36,5 nouveaux cas de moins par tranche de 100 000 APAR, respectivement.

Revenu

Les résultats mettent également en évidence un gradient en escalier de taux d’incidence du cancer du poumon chez les hommes et chez les femmes, selon le quintile de revenu. Comparativement aux hommes se classant dans le quintile le plus élevé (Q5), ceux appartenant au deuxième quintile le plus élevé (Q4), au quintile médian, (Q3), à l’avant-dernier quintile (Q2) et au quintile inférieur (Q1) avaient un TINA 1,25 fois, 1,47 fois, 1,75 fois et 2,11 fois plus élevé, respectivement. Le gradient était comparable chez les femmes, qui affichaient des RT correspondants de 1,16, 1,28, 1,40 et 1,81 (tableau 1).

Un gradient de risque de cancer du poumon s’observe pour tous les groupes d’âge, même si les inégalités relatives étaient moins apparentes chez les personnes de 80 ans et plus (tableau 2). Le risque de cancer du poumon était le plus élevé chez les hommes et les femmes de 45 à 64 ans appartenant au quintile de revenu le plus bas.

Les données sur les inégalités absolues révèlent des différences absolues de taux d’incidence (TI) de 91,1 et 40,7 cas par tranche de 100 000 APAR, respectivement, pour les hommes et pour les femmes entre les quintiles de revenu le plus bas (Q1) et le plus élevé (Q5). L’incidence excédentaire absolue liée au revenu montre que si tous les membres de la cohorte avaient présenté le même taux d’incidence que dans le quintile le plus élevé, le taux d’incidence du cancer du poumon aurait été 33 % inférieur chez les hommes et 25 % inférieur chez les femmes, ce qui représente 40,9 et 16,7 nouveaux cas de moins, respectivement, par tranche de 100 000 APAR.

Profession

Les taux d’incidence du cancer du poumon étaient les plus élevés chez les travailleurs et les travailleuses non qualifiés ou sans profession, et les plus faibles chez les hommes et les femmes occupant des postes de gestion. Comparativement aux hommes appartenant à la catégorie de personnel de gestion, ceux se classant dans la catégorie de personnel professionnel avaient un TINA 1,39 fois plus élevé, ceux appartenant à la catégorie de personnel qualifié/technique/surveillant, un TINA 1,65 fois plus élevé et ceux faisant partie du personnel semi-qualifié, un TINA 2,06 fois plus élevé. Chez les hommes non qualifiés et les hommes sans profession, les TINA étaient 2,28 fois et 3,06 fois plus élevés, respectivement. On observe un gradient similaire, bien que moins accentué, chez les femmes des catégories personnel qualifié/technique/surveillant (RT = 1,43), personnel semi-qualifié (RT = 1,59), personnel non qualifié (RT = 1,82) ou sans profession (RT = 2,07). Toutefois, à la différence des hommes, les femmes professionnelles affichaient un taux d’incidence plus élevé que celles dans les métiers techniques.

Les inégalités relatives d’incidence selon la profession étaient les plus prononcées chez les hommes et les femmes de 25 à 44 ans, et diminuaient avec l’âge (tableau 2).

Les différences absolues de taux d’incidence du cancer du poumon étaient de 117,7 et 73,2 cas par tranche de 100 000 APAR, respectivement, chez les hommes sans profession et ceux classés comme faisant partie du personnel non qualifié, par rapport aux hommes de la catégorie personnel de gestion. Chez les femmes, les différences correspondantes se chiffraient à 33,6 cas (sans profession) et 21,7 cas (personnel non qualifié) par tranche de 100 000 APAR. L’incidence excédentaire absolue liée à la profession montre que si tous les membres de la cohorte avaient présenté le même taux que ceux appartenant à la catégorie de personnel de gestion, le taux d’incidence du cancer du poumon aurait été 54 % inférieur chez les hommes et 44 % inférieur chez les femmes, ce qui représente 65,6 et 29,2 nouveaux cas de moins par tranche de 100 000 APAR, respectivement.

Histologie

Un gradient négatif de risque de cancer du poumon (carcinome épidermoïde et carcinome à petites cellules) est ressorti selon les trois indicateurs du SSE, mais la tendance était moins uniforme dans le cas de l’adénocarcinome, pour lequel on distinguait un gradient négatif uniquement à l’égard du revenu et du niveau de scolarité (tableau 3).

Le rapport de taux le plus élevé (3,34) s’observait chez les personnes ayant reçu un diagnostic de carcinome épidermoïde qui n’avaient pas de diplôme d’études secondaires, par rapport aux diplômés universitaires. Dans le cas du revenu et de la profession, ce risque était comparable mais moins atténué (tableau 3).

Les associations étaient similaires pour le carcinome à petites cellules. Chez les personnes sans diplôme d’études secondaires, le risque d’être atteintes d’un carcinome à petites cellules était 2,54 fois celui observé chez les diplômés universitaires. Les personnes appartenant au quintile de revenu le plus faible, par rapport au plus élevé, couraient un risque deux fois plus grand et les personnes sans profession, un risque 1,53 fois plus élevé par rapport aux professionnels.

Le risque d’adénocarcinome suivait un gradient négatif selon le niveau de scolarité et le revenu, mais selon la profession, aucun profil net n’émergeait. Les chiffres relatifs aux carcinomes à grandes cellules et aux carcinomes indifférenciés et non spécifiés étaient trop faibles pour être déclarés.

Discussion

Le gradient de risque de cancer du poumon selon les caractéristiques socioéconomiques reflète des différences de prévalence de facteurs de risque comme l’usage du tabac, le régime alimentaire et l’exposition environnementale et professionnelle entre les groupes de SSENote 3,Note 6-10,Note 13,Note 14,Note 18,Note 19. Des études antérieures ont dégagé une association inverse entre le SSE et le risque de cancer du poumon chez les hommesNote 2-18, mais les données sont moins concluantes chez les femmes, les études ayant trouvé des associations inverses, positives ou nulles après prise en compte des effets de l’usage du tabac et d’autres variables confusionnellesNote 2,Note 4,Note 8,Note 9,Note 19. Selon la présente analyse, le risque de cancer du poumon est inversement associé au niveau de scolarité, au revenu et à la profession chez les personnes des deux sexes, bien que les associations soient moins marquées chez les femmes.

Le lien entre le risque de cancer du poumon et le SSE était le plus étroit dans le cas du niveau de scolarité. Dans d’autres études, le niveau de scolarité a été plus souvent associé à la maladie que n’importe quel autre indicateur socialNote 18,Note 23. Bien que l’on ne puisse expliquer cette relation ici, des recherches antérieures portent à croire que le niveau de scolarité est un prédicteur du revenu et de la profession et qu’il constitue un déterminant plus puissant des comportements influant sur la santé que les autres indicateurs socioéconomiques, puisqu’il est souvent acquis à un jeune âgeNote 23,Note 24. De plus, le niveau de scolarité est un indicateur plus inclusif que le revenu ou la profession, puisqu’il s’applique aux inactifs et ne dépend pas de définitions régionales d’un ménage et d’écarts du coût de la vieNote 23. Dans la présente étude, les rapports de taux non corrigés liés aux inégalités de niveau de scolarité sont plus élevés que ceux déclarés précédemment aux États-Unis et au Canada (RT groupé non corrigé : 1,84; IC 95 % : 1,56-2,19)Note 19.

Bien que le niveau de scolarité soit l’indicateur le plus fortement associé au risque de cancer du poumon chez les femmes, chez les hommes ce risque est le plus élevé dans les catégories de personnel semi-qualifié, personnel non qualifié et sans profession. Un pourcentage plus élevé de femmes que d’hommes de la cohorte sont inactives ou sans profession, soit 42 % contre 28 %Note 25. Les différences propres au sexe de risque de cancer du poumon selon la profession pourraient refléter la possibilité qu’un pourcentage plus élevé de femmes que d’hommes de la cohorte étaient sans travail ou inactives, mais jouissaient quand même d’une certaine affluence. Ou bien, ces différences pourraient laisser entendre que l’exposition aux agents cancérigènes au travail est plus répandue chez le personnel semi-qualifié et non qualifié de sexe masculin que chez leurs homologues de sexe féminin, hypothèse que pourrait vérifier davantage une étude à paraître sur le risque de cancer du poumon dans les métiers à risque élevé (soudeurs et mineurs), fondée sur les données pour la cohorteNote 26.

Les inégalités relatives d’incidence du cancer du poumon étaient généralement plus marquées dans les groupes d’âge jeune, par rapport à avancé, et s’atténuaient avec l’âge, conclusion à laquelle ont abouti d’autres études longitudinalesNote 19,Note 24. Bien que les inégalités de SSE semblaient persister chez les personnes des groupes d’âge avancé, elles y étaient moins prononcées. Étant donné que le risque de cancer du poumon augmente avec l’âge, l’incidence du SSE sur ce risque peut s’avérer moins forte chez les personnes âgées. En outre, des gradients de risque selon le SSE plus accentués chez les jeunes membres de la cohorte que chez les membres âgés concordent avec les résultats d’études ayant montré que les inégalités de prévalence de l’usage du tabac selon le SSE ont augmenté au Canada ces 60 dernières années, malgré une prévalence globale de l’usage du tabac chez les adultes continuellement à la baisse (elle est passée de plus de 40 % en 1965 à 16 % en 2012)Note 27,Note 28. Cette tendance est typique dans les pays ayant atteint le stade IV de l’épidémie d’usage du tabac, où les écarts d’usage du tabac selon le SSE semblent augmenter et mèneront vraisemblablement à des inégalités d’incidence du cancer du poumon s’accentuant à l’avenirNote 28,Note 29.

Examinés selon l’histologie, le risque de carcinome épidermoïde et celui de carcinome à petites cellules présentaient un gradient négatif distinct selon les trois indicateurs du SSE. Le gradient de risque d’adénocarcinome était négatif et apparent selon le niveau de scolarité et selon le revenu, mais aucune association systématique n’a émergé selon la profession. Ces résultats concordent avec ceux d’études ayant montré une association entre l’usage de la cigarette (auquel sont attribués 85 % à 90 % des cas de cancer du poumonNote 7,Note 8,Note 30,Note 31) et tous les sous-types histologiques, bien qu’elle soit plus marquée pour les carcinomes épidermoïdes et les carcinomes à petites cellules, suivis des adénocarcinomesNote 32-34.

Points forts et limites

Parmi les principaux points forts de la présente étude figure la taille importante de la cohorte et le fait qu’elle soit représentative de la population, ce qui permet d’examiner plusieurs variables du SSE simultanémentNote 21,Note 22. La granularité des données socioéconomiques qui sont disponibles pour la cohorte offre la possibilité d’explorer des données au niveau de la personne, plutôt qu’au niveau de la région, ces dernières pouvant masquer des inégalités apparentes dans les données individuellesNote 35. Étant donné que la puissance statistique augmente en fonction de la taille de l’échantillon et de la durée de la période de suivi, il est possible d’examiner les cancers dont la période de latence est longue et d’effectuer des analyses selon des sous-groupes.

L’une des limites de la cohorte tient au fait qu’elle est formée de personnes de 25 ans et plus seulement et qu’elle exclut les personnes vivant en établissement, les personnes non dénombrées à l’aide du questionnaire détaillé du Recensement de 1991 et les non-déclarants pour 1990 ou 1991Note 21,Note 22,Note 25. De plus, même si la cohorte est largement représentative de la majorité des groupes faisant partie de la population canadienne, d’autres groupes y sont moins bien représentésNote 22,Note 35. Ainsi, en raison de la nature du couplage des données, les résidents de régions rurales (codes postaux moins précis aux fins de jumelage), les personnes sans diplôme d’études secondaires (plus susceptibles d’être sans travail), ainsi que les inactifs et les personnes appartenant au quintile de revenu le plus bas (moins susceptibles les uns et les autres de produire une déclaration de revenu) sont sous-représentés dans la cohorteNote 22,Note 25. Qui plus est, les membres de la cohorte n’étaient pas exempts de problèmes de santé à la date de référence; certains d’entre eux avaient peut-être déjà un problème de santé primaire qui aurait pu contribué au risque de cancer du poumonNote 21,Note 22,Note 25.

Une autre limite de l’étude tient au fait que les caractéristiques du SSE ont été saisies à un seul moment dans le temps, ce qui ne permet pas d’examiner les changements d’exposition au fil du temps. En outre, l’ensemble de données ne tient pas compte de facteurs de risque comportementaux et environnementaux importants. En disposant de données sur des facteurs de risque clés, comme l’usage du tabac, et en prolongeant la période de suivi, il serait possible de mieux comprendre les effets historiques et les effets propres à la cohorte de naissance de l’usage du tabac, ainsi que leur incidence sur les inégalités de cancer du poumon dans le contexte d’une épidémie d’usage du tabac en évolution au Canada.

D’autres recherches à l’avenir pourraient se pencher sur la mesure dans laquelle le gradient de risque de cancer du poumon selon le SSE est attribuable à l’usage du tabac et à d’autres facteurs de risque, le cas échéantNote 9,Note 24,Note 36. Selon des études antérieures, les corrections qui tiennent compte de l’effet de l’usage du tabac peuvent réduire les écarts de risque de cancer du poumon selon le SSE de 50 % à 65 % et d’autres corrections de l’usage du tabac qui vont plus loin peuvent presque éliminer l’associationNote 9,Note 37. Cela porte à croire qu’il existe un risque de classification erronée en ce qui a trait à l’exposition au tabac au cours de la vie en raison du mode de déclaration par personne interposée ou du recours aux autodéclarations pour évaluer les comportements (souvent saisis à un moment unique dans le temps) et de catégories de risque très larges (ex-fumeurs/personnes n’ayant jamais fumé/fumeurs), ainsi que de difficultés associées à l’évaluation de l’intensité de l’usage du tabac au fil du tempsNote 9,Note 37. Les expositions professionnelles peuvent expliquer jusqu’à 14 % des inégalités après prise en compte de l’usage du tabac et de la consommation de fruits et légumesNote 36. Or, ni les conclusions des quelques études portant sur le régime alimentaire (consommation de fruits et légumes), ni celles d’études de l’exposition au radon à la maison et à la pollution atmosphérique ne sont uniformesNote 9, bien que ces facteurs de risques contribuent peut-être aux différences résiduelles d’incidence du cancer du poumonNote 12,Note 13,Note 31.

Mot de la fin

La présente étude d’une vaste cohorte représentative de la population nationale révèle un gradient négatif de taux d’incidence du cancer du poumon selon le statut socioéconomique chez les hommes et chez les femmes. Les inégalités de risque de cancer du poumon sont particulièrement prononcées pour les types histologiques les plus fortement associés à l’usage du tabac. À l’avenir, il sera important d’explorer le rôle de l’usage du tabac, des expositions professionnelles et du régime alimentaire par rapport au risque de cancer du poumon, afin de comprendre la mesure dans laquelle des inégalités demeurent après prise en compte de ces facteurs de risque connus. À cette fin, il pourrait être utile d’effectuer un couplage entre la cohorte du recensement canadien de 1991 et des enquêtes comme l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes ou l’Enquête de surveillance de l’usage du tabac au Canada. La prolongation de la période de suivi pourrait peut-être permettre d’étudier les effets de cohorte.

Remerciements

Les auteurs remercient Robert Semenciw et Les Mery de leur soutien. La présente analyse a été financée par l'Agence de la santé publique du Canada. La création de la cohorte du recensement canadien a été financée par l’Initiative sur la santé de la population canadienne de l’Institut canadien d’information sur la santé, la Direction générale de la santé environnementale et de la sécurité des consommateurs de Santé Canada et la Division de l’analyse de la santé de Statistique Canada. Les auteurs souhaitent également remercier les registraires provinciaux et territoriaux de la statistique de l'état civil ainsi que le Registre canadien du cancer.

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