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Différences dans les taux de survie au cancer au Canada, selon le sexeRapports sur la santé
Différences dans les taux de survie au cancer au Canada, selon le sexe

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par Larry F. Ellison

Des études menées en Europe^{Note 1Note 2Note 3}, aux États-Unis^{Note 4} et en Corée^{Note 5} ont récemment démontré que les femmes ont un avantage sur les hommes quant à la survie après un diagnostic de cancer. Parmi les explications possibles figurait un avantage biologique découlant des hormones sexuelles1,^{Note 1Note 6Note 7Note 8}. Il se peut aussi que la différence rende compte en partie des attitudes et des comportements généralement plus sains des femmes^{Note 4Note 9Note 10Note 11}. Il reste à déterminer si l’explication est biologique ou culturelle, ou une combinaison des deux. Des analyses de données effectuées à partir de registres du cancer fondés sur la population peuvent être utilisées pour réduire, ou à tout le moins mieux comprendre, les disparités selon le sexe dans les pronostics de cancer^{Note 1}.

L’avantage possible des femmes quant à la survie au cancer n’a pas été étudié de façon systématique au Canada. Les articles sommaires ont tendance à être axés sur les différences selon l’âge, plutôt que les différences selon le sexe^{Note 12Note 13}. Les estimations produites selon le sexe^{Note 14Note 15} n’étaient pas normalisées selon l’âge, ce qui rend les comparaisons entre les sexes sujettes à une confusion selon l’âge au moment du diagnostic.

À partir des données du Registre canadien du cancer, le présent document examine les différences selon le sexe dans les taux de survie à tous les cancers combinés et pour 18 cancers particuliers ou groupes de cancer. Outre les analyses selon l’âge, les résultats sont examinés selon le moment du diagnostic. Même si on ne disposait pas de données sur le stade de la maladie, il a été indirectement pris en compte grâce à une analyse par intervalle de suivi. L’importance de faire des rajustements pour tenir compte du stade varie considérablement selon le cancer^{Note 4Note 5}.

Méthodes

Sources des données

Les données sur l’incidence du cancer sont tirées de la version d’octobre 2011 du Registre canadien du cancer, qui contient des données sur les cas de cancer primaire diagnostiqués de 1992 à 2009. Le Registre canadien du cancer est une base de données dynamique, axée sur la personne et représentative de la population. Chaque registre provincial et territorial du cancer fournit des données sur les personnes atteintes d’un cancer et sur les tumeurs, dans un format normalisé, et chacun a la possibilité d’ajouter, de mettre à jour et de supprimer des enregistrements. Afin d’établir et de tenir à jour cette base de données, Statistique Canada applique une série de processus de validation de base, ainsi qu’un processus de couplage d’enregistrements internes pour repérer les enregistrements en double.

Un fichier contenant les enregistrements sur les cas de cancer invasif et les cas de cancer in situ de la vessie (ce dernier est inclus parce que les pratiques de codage du comportement des tumeurs ne sont pas uniformes pour ce siège au fil du temps et sont déclarées pour chaque province/territoire, sauf l’Ontario) a été créé selon les règles de codage des tumeurs primaires multiples du Centre international de recherche sur le cancer^{Note 16}. Les cas de cancer ont été définis conformément à la Classification internationale des maladies pour l’oncologie, Troisième édition^{Note 17} et classés selon les définitions du programme SEER (Surveillance, Epidemiology, and End Results)^{Note 18}. Le suivi de la mortalité jusqu’au 31 décembre 2008 a été réalisé par couplage d’enregistrements avec la Base canadienne de données sur l’état civil : décès (excluant les décès enregistrés dans la province de Québec) et d’après les renseignements déclarés par les registres provinciaux et territoriaux du cancer. En cas de décès déclaré par un registre provincial/territorial, mais non confirmé par couplage d’enregistrements, on a supposé que la personne était décédée à la date indiquée par le registre déclarant. Statistique Canada a procédé à l’application des règles de codage des tumeurs primaires multiples et au couplage des enregistrements, avant que le fichier de données soit mis à la disposition des analystes.

Les données sur la mortalité sont tirées de la Base canadienne de données sur l’état civil : décès. Les décès attribuables au cancer ont été classés selon la Classification statistique internationale des maladies et des problèmes de santé connexes, 10^e révision (CIM-10)^{Note 19} de l’Organisation mondiale de la Santé pour les décès survenus depuis l’an 2000, et selon la 9^e révision (CIM-9)^{Note 20} pour les décès des années antérieures.

La survie attendue, utilisée pour le calcul des ratios de survie relative (RSR), a été calculée à partir des tables de mortalité annuelles complètes^{Note 21}, selon le sexe, produites par les provinces. Les détails sont présentés ailleurs^{Note 22}.

Techniques d’analyse

Les analyses ont porté sur toutes les tumeurs primaires^{Note 23Note 24Note 25}. Les données relatives à la province de Québec ont été exclues parce que la méthode de détermination de la date du diagnostic différait de celle utilisée dans les autres provinces, et en raison de problèmes liés à la détermination exacte de l’état vital des cas. Ont également été exclus de l’analyse les enregistrements concernant les personnes âgées de moins de 15 ans ou de plus de 99 ans au moment du diagnostic; ceux où le diagnostic n’a été établi que par autopsie (0,2 %) ou qu’à l’aide du certificat de décès (1,4 %); et ceux où l’année de naissance ou de décès était inconnue (deux cas extrêmement rares). Étant donné que l’étude porte sur les différences selon le sexe, les cancers propres à un sexe (cancer du système génital) ont été exclus, tout comme le cancer du sein, qui est rare chez les hommes.

Les RSR à cinq ans pour la période de 2004 à 2008 ont été calculés au moyen de la méthode de la période^{Note 26}; les estimations pour les années antérieures ont été déterminées au moyen de la méthode de la cohorte. La méthode de la période est couramment utilisée pour prédire les estimations de la survie pour une période récente. Il a été démontré qu’elle fonctionne raisonnablement bien, même si les estimations peuvent être conservatrices pour les cancers dont le pronostic s’améliore constamment^{Note 27Note 28Note 29}.

Les analyses de la survie relative ont été fondées sur un algorithme du domaine public^{Note 30} intégrant la méthode Ederer II^{Note 31} avec certaines adaptations mineures pour augmenter la précision. Des sous-intervalles de trois mois ont été utilisés pour la première année de suivi, puis des sous-intervalles de six mois pour les quatre années restantes, pour un total de 12 sous-intervalles. Les cas comportant la même date de diagnostic et de décès (en excluant ceux omis précédemment parce qu’ils avaient été confirmés au moyen d’une autopsie seulement ou d’un certificat de décès seulement) se sont vus attribuer une survie d’un jour, parce que le programme exclut automatiquement les cas comportant une survie de 0 jour. L’exclusion de ces cas aurait entraîné un biais à la hausse dans les RSR.

Même si la définition de la survie relative stipule que le groupe de comparaison de la population « ne doit pas avoir la maladie spécifique à l’étude »^{Note 32}, les tables de mortalité de la population comprenaient les personnes ayant déjà reçu un diagnostic de cancer. Le biais dans les estimations des RSR à cinq ans découlant de l’utilisation de ces tables de mortalité est négligeable pour la plupart des cancers individuellement, mais pas pour tous les cancers combinés^{Note 22Note 33Note 34}. Pour contrer ce biais, les données sur la survie attendue utilisées pour estimer la survie relative pour tous les cancers combinés ont été corrigées en fonction de la mortalité par cancer dans la population en général^{Note 22Note 33Note 34}. On a utilisé à cette fin la proportion de décès considérés comme attribuables au cancer parmi les résidents du Canada, sauf le cancer du système génital (CIM-10 : C51-C58 et C60-C63; CIM-9 : 179-187) et le cancer du sein (C50; 174-175), selon le sexe, le groupe d’âge de cinq ans et l’année de décès.

Les répartitions selon le sexe et le groupe d’âge des cas diagnostiqués de 1999 à 2008 qui étaient admissibles aux fins de l’analyse de la survie sont fournies pour chaque cancer étudié et pour tous les cancers combinés. Ces années ont été choisies pour décrire la cohorte complète pouvant être utilisée dans les analyses sur cinq ans, parce que la méthode d’analyse de la survie par période ne s’applique pas à des populations à l’étude particulières (cohortes)^{Note 35}. Des répartitions des cas selon le sexe par type de cancer sont également fournies. Pour des raisons de confidentialité, les nombres de cas ont été arrondis de façon aléatoire à un multiple de cinq. Certains types de cancer ont été regroupés pour être présentés selon les catégories de la publication annuelle Statistiques canadiennes sur le cancer^{Note 15}, sauf pour les cancers du côlon et du rectum, qui sont présentés séparément.

Les RSR ont été calculés pour tous les âges combinés et pour cinq groupes d’âge : 15 à 44 ans, 45 à 54 ans, 55 à 64 ans, 65 à 74 ans, et 75 à 99 ans. Les estimations normalisées selon l’âge ont été obtenues au moyen de la méthode directe, en pondérant les estimations selon l’âge pour un cancer donné en fonction de la répartition par âge des personnes chez qui on a diagnostiqué ce cancer de 2004 à 2008. Des estimations normalisées selon la répartition des cas ont été calculées pour les analyses de tous les cancers combinés, afin d’atténuer l’effet des différences selon le sexe dans la répartition des cancers selon le type. Elles ont été obtenues en pondérant les estimations selon le cancer, en fonction de la répartition des cas de cancer pour les 19 cancers ou groupes de cancer inclus.

On a estimé les erreurs types des RSR en divisant l’erreur type de la survie observée (déterminée au moyen de la méthode de Greenwood^{Note 36}) par la survie attendue^{Note 37}. Les RSR normalisés selon l’âge, quant à eux, ont été estimés en prenant la racine carrée de la somme des carrés des erreurs types pondérées des RSR selon l’âge.

On a calculé la différence en pourcentage dans les RSR à cinq ans entre les femmes et les hommes, avant que les résultats soient arrondis à une décimale. La signification statistique des différences entre les sexes a été déterminée au moyen du test Z.

Des modèles linéaires généralisés comportant une structure d’erreur de Poisson fondée sur les données groupées et utilisant des délais de survie exacts ont servi à estimer l’excès de risque relatif (ERR) de mourir après un diagnostic de cancer pour les femmes, comparativement aux hommes^{Note 38}. Outre les analyses pour tous les âges combinés, des analyses distinctes ont été menées pour les groupes d’âge plus jeune (15 à 54 ans) et plus âgé (55 à 99 ans). Comme dans les autres études^{Note 1Note 7Note 8}, on a utilisé l’âge de 55 ans comme indicateur de substitution de la ménopause. Des analyses stratifiées ont aussi été effectuées pour trois intervalles de suivi : la première année après le diagnostic; la deuxième et la troisième année combinées après le diagnostic, conditionnelles à la survie la première année; et la quatrième et la cinquième année combinées après le diagnostic, conditionnelles à la survie les trois premières années.

Toutes les analyses ont été effectuées avec la version 9.2 de SAS (SAS Institute Inc., Cary, NC).

Résultats

Répartition des cas

De 1999 jusqu’à la fin de 2008, pour tous les cancers combinés, le pourcentage de cancers diagnostiqués chez les femmes était de 43,7 %; parmi les personnes ayant reçu un diagnostic de 15 à 44 ans, 53,4 % étaient des femmes (tableau 1). Pour la plupart des cancers particuliers étudiés, le pourcentage de femmes allait de 25 % à 50 %; faisaient exception les cancers de la thyroïde (77,7 %) et du larynx (16,8 %). Le pourcentage de femmes était habituellement le plus élevé parmi les plus âgées (75 à 99 ans) ou les plus jeunes (15 à 44 ans) au moment du diagnostic. Pour les deux sexes, les cancers les plus couramment diagnostiqués étaient ceux du poumon et des bronches (poumon) (19,8 % des cas chez les hommes, 20,9 % des cas chez les femmes) et le cancer du côlon (12,1 % et 15,0 %, respectivement).

Analyse non fondée sur un modèle

Après correction pour tenir compte de l’âge, un avantage significatif au chapitre de la survie est ressorti dans le cas des femmes pour 13 des 18 cancers particuliers étudiés pour la période de 2004 à 2008; les femmes affichaient un désavantage significatif uniquement pour le cancer de la vessie (tableau 2). Du point de vue de la différence en pourcentage, les femmes affichaient l’avantage le plus grand pour le mélanome de la peau (6,3), suivi par les cancers de la cavité buccale et du pharynx (cancer de la bouche) (6,2), et le lymphome non hodgkinien (5,8). Les différences n’étaient pas significatives pour le myélome multiple, la leucémie et les cancers du foie et du larynx. Pour tous les cancers combinés, le RSR à cinq ans normalisé selon l’âge et la répartition des cas chez les femmes (48,9 %) dépassait de façon significative celui chez les hommes (2,9 points de pourcentage).

Pour tous les cancers combinés, les RSR à cinq ans étaient significativement plus élevés pour les femmes que pour les hommes de chaque groupe d’âge (tableau 3). L’avantage au chapitre de la survie des femmes était le plus grand pour celles ayant reçu un diagnostic de 15 à 44 ans (10,9 points de pourcentage) et diminuait au fur et à mesure qu’elles avançaient en âge, pour s’établir à 1,6 point de pourcentage chez celles ayant reçu un diagnostic de 75 à 99 ans. La correction pour tenir compte de la répartition des cas atténuait dans une large mesure l’avantage pour les 15 à 44 ans (à 4,1, soit une réduction de 6,8 points de pourcentage) et chez les 45 à 54 ans (à 5,6, soit une réduction de 2,8 points de pourcentage). Néanmoins, l’avantage des femmes en ce qui a trait à la survie demeurait statistiquement significatif dans chaque groupe d’âge.

Pour le mélanome de la peau, le lymphome non hodgkinien et le cancer du poumon, les femmes affichaient un avantage important au chapitre de la survie dans chaque groupe d’âge; pour le cancer du cerveau et d’autres cancers du système nerveux, l’avantage était présent dans tous les groupes d’âge, sauf celui des 75 à 99 ans (valeur p = 0,10). Dans le cas du cancer de la bouche, considéré comme comportant le deuxième avantage en importance au chapitre de la survie normalisée selon l’âge pour les femmes, aucun avantage significatif n’a été observé chez celles ayant reçu un diagnostic de 65 à 74 ans (valeur p = 0,08) ou de 75 à 99 ans (valeur p = 0,10). Un désavantage important au chapitre de la survie pour les femmes a été déterminé pour celles ayant reçu un diagnostic de cancer de la vessie de 15 à 44 ans ou de 75 à 99 ans (7,7 et 8,8 unités de pourcentage, respectivement). Dans le cas du cancer du larynx, un désavantage non significatif (valeur p = 0,06) de 11,5 points de pourcentage pour les femmes a été observé dans le groupe des 75 à 99 ans.

Analyse fondée sur un modèle

L’analyse fondée sur un modèle a permis de déterminer que les mêmes 13 cancers comportaient un avantage statistiquement significatif au chapitre de la survie chez les femmes (tableau 4). Pour tous les cancers combinés, l’ERR de décès des femmes comparativement à celui des hommes était significativement plus faible (0,87). L’ERR des femmes était le plus faible pour le cancer de la thyroïde (ERR = 0,31), le mélanome de la peau (0,52) et le lymphome hodgkinien (0,65), suivis par le cancer de la bouche, le cancer du poumon, le lymphome non hodgkinien et le cancer du cerveau et autres cancers du système nerveux, pour lesquels l’ERR allait de 0,78 à 0,81. Encore une fois, un désavantage significatif est ressorti pour le cancer de la vessie (ERR = 1,23). Les ERR n’étaient pas statistiquement significatifs pour le myélome multiple, la leucémie et les cancers du foie et du larynx.

Un avantage plus grand (ERR = 0,77) a été observé pour les femmes lorsque l’analyse a été limitée au groupe des 15 à 54 ans, même si l’avantage était significatif également pour celles ayant reçu un diagnostic de 55 à 99 ans. Dans le cas des cancers pour lesquels les femmes avaient un avantage globalement, des avantages significatifs ont été observés parmi les deux grands groupes d’âge. Pour chaque cancer étudié, sauf la leucémie, les estimations ponctuelles de l’ERR étaient plus faibles chez les femmes ayant reçu un diagnostic de 15 à 54 ans que chez celles l’ayant reçu de 55 à 99 ans. Le désavantage des femmes en ce qui a trait au cancer de la vessie était similaire dans les groupes plus jeune et plus âgé, même s’il était statistiquement significatif uniquement dans le dernier cas. Toutefois, une analyse des cinq groupes d’âge a révélé des résultats statistiquement significatifs pour les personnes ayant reçu un diagnostic de 15 à 44 ans (ERR = 1,80) ou de 75 à 99 ans (1,41); autrement, les désavantages n’étaient pas significatifs (données non présentées).

On a observé des avantages significatifs dans l’ERR de décès des femmes pour chaque intervalle de suivi dans le cas de tous les cancers combinés. Toutefois, même si l’avantage était plus faible la première année après le diagnostic (tableau 5), le lymphome hodgkinien et le myélome multiple étaient les deux seuls cancers pour lesquels l’ERR était le plus faible la première année. Dans le cas de la leucémie, un désavantage significatif se manifestait pour les femmes la première année (ERR = 1,10), mais des avantages significatifs de 0,88 et de 0,69 ont été déterminés pour les périodes d’un an à trois ans et de trois à cinq ans, respectivement. Dans le cas du cancer de la vessie, l’ERR de décès plus élevé des femmes était concentré plus tôt dans la période de suivi.

Un examen plus étroit de l’ERR de décès dans le cas du cancer de la vessie, à partir d’intervalles de suivi de six mois (figure 1), a révélé que l’excès de risque chez les femmes était le plus grand au cours de la première moitié d’année (ERR = 1,62). Par la suite, l’effet diminuait, de façon marquée entre le premier et le deuxième intervalle (de 6 à 12 mois), pour s’établir à 1,25, puis demeurait constant entre le deuxième et le cinquième intervalle (2,0 à 2,5 ans). L’excès de risque était statistiquement significatif dans l’intervalle de 6 à 12 mois, et frôlait le seuil de signification sans toutefois l’atteindre dans l’intervalle de 12 à 18 mois. Les données recueillies laissent supposer que l’effet se prolonge probablement au-delà de la première année de suivi, mais pas jusqu’à 18 mois.

L’avantage relativement important des femmes ayant reçu un diagnostic de cancer de la thyroïde au cours de la période de 2004 à 2008 était atténué dans une certaine mesure, bien que toujours significatif, les années antérieures. Parmi les personnes ayant un cancer de la thyroïde, l’ERR de décès des femmes comparativement à celui des hommes diminuait pour passer de 0,59 au cours de la période de 1992 à 1996 à 0,41 au cours de la période de 1998 à 2002, et à une valeur prédite de 0,31 pour la période de 2004 à 2008 (tableau 6). La variation au cours de l’ensemble de la période était la plus importante parmi les cancers analysés. Peu de changements ont été observés dans le cas du mélanome de la peau et du cancer de la vessie, ou pour tous les cancers combinés.

Discussion

L’examen du taux de survie au cancer au Canada révèle un avantage pour les femmes comparativement aux hommes dans la survie relative à cinq ans (RSR) pour 13 des 18 cancers étudiés. L’avantage en ce qui a trait à l’excès de risque relatif (ERR) de décès était le plus grand pour le cancer de la thyroïde et le mélanome de la peau; les femmes affichaient un désavantage significatif uniquement pour le cancer de la vessie. Pour tous les cancers combinés, l’ERR de décès des femmes était inférieur de 13 %.

Dans une analyse des données tirées du projet EUROCARE-4, Micheli et coll.ont aussi observé un avantage général en ce qui a trait à la survie pour les femmes, même si la différence entre les sexes dans l’excès de risque de décès était plus faible (ERR = 0,95)^{Note 1}. Les résultats provenant de la base de données SEER aux États-Unis ont aussi fait ressortir un avantage pour les femmes, mais aucune estimation globale n’a été fournie^{Note 4}. En Corée, un ERR de décès inférieur de 9 % pour les femmes, qui passait à 11 % après correction pour tenir compte du stade, a été déclaré pour toutes les tumeurs solides^{Note 5}. Dans ces études, l’avantage des femmes était le plus grand pour le cancer de la thyroïde ou le mélanome de la peau (en se limitant aux cancers habituellement étudiés); le désavantage le plus grand concernait le cancer de la vessie.

Micheli et coll. ont déterminé un avantage plus grand en ce qui a trait à la survie chez les femmes ayant reçu un diagnostic avant l’âge de 55 ans^{Note 1} et ont supposé que des facteurs biologiques étaient en cause, et plus particulièrement le statut hormonal des femmes. On a aussi formulé l’hypothèse que les hormones sexuelles expliquaient, au moins en partie, les résultats plus favorables des femmes dans d’autres études^{Note 6Note 7Note 8}. Dans la présente étude, les estimations ponctuelles de l’ERR de décès pour les femmes comparativement aux hommes étaient presque uniformément plus faibles chez celles ayant reçu un diagnostic avant l’âge de 55 ans. Ces observations appuient indirectement l’hypothèse de l’influence hormonale.

Un certain nombre d’explications ont été offertes pour expliquer le taux de survie des femmes. Par exemple, des différences propres au sexe dans la prévalence de facteurs de risque associés au cancer et à d’autres états comorbides (non prises en compte dans l’analyse de la survie relative) peuvent biaiser les estimations des différences de survie. Parmi les exemples couramment cités figure l’usage du tabac^{Note 1Note 3Note 4}. La répartition des cas de cancer du poumon dans la présente étude était davantage similaire entre les sexes (45 % de femmes) que dans les données EUROCARE-4 (30 % de femmes), ce qui laisse supposer une moins grande différence selon le sexe dans l’usage du tabac au Canada. Ainsi, s’il représentait un facteur, l’usage du tabac aurait probablement biaisé les résultats actuels dans une moins grande mesure. Dans le cas du cancer de la vessie, un tel biais aurait atténué le désavantage des femmes^{Note 39}.

Parmi les autres considérations figure le fait que l’incidence selon le sous-siège et(ou) l’histologie pour les cancers particuliers peut varier entre les sexes. Une confusion selon la répartition des cas peut se produire si la survie diffère aussi selon ces variables. La présente étude est par ailleurs sujette à ce biais dans les cas où les cancers particuliers ont été regroupés (p. ex., le cancer de la bouche, la leucémie). Même si une correction a été apportée pour tenir compte de la répartition des cas dans les analyses de tous les cancers combinés, l’effet le plus grand s’exerçant sur le groupe le plus jeune, une certaine confusion résiduelle est possible.

On a aussi émis l’hypothèse que les femmes sont peut-être plus susceptibles que les hommes d’avoir des comportements favorisant la santé, qui pourraient donner lieu à une interaction plus précoce et plus grande avec le système de soins de santé (p. ex., dépistage)^{Note 4Note 9Note 10Note 11}. Dans certains cas, cela peut signifier un stade plus précoce au moment du diagnostic et, en dernier ressort, un meilleur pronostic.

Une limite de la présente étude tient au fait que le stade au moment du diagnostic n’a pas pu être pris en compte, ce renseignement n’étant généralement pas disponible dans la base de données du Registre canadien du cancer pour la période analysée. En pratique, l’importance de la correction pour tenir compte du stade est fortement dépendante du type de cancer particulier^{Note 4Note 5}. Si le stade était important, il semble raisonnable qu’il se manifeste plus fortement plus tôt dans la période de suivi^{Note 10}. Dans une certaine mesure, l’analyse par intervalle de suivi dans la présente étude compense l’absence de données sur le stade.

La liste des facteurs indiqués précédemment pour expliquer les résultats présentés ici et ailleurs n’est pas complète. Les explications possibles des différences selon le sexe dans les taux de survie sont plus faciles à examiner pour les cancers pris séparément. Même si une telle tâche dépassait la portée de la présente étude, on a examiné de façon plus poussée les résultats pour le cancer de la thyroïde et de la vessie.

Parmi les personnes ayant reçu un diagnostic de cancer de la thyroïde, un ERR de décès plus faible de 69 % a été déterminé pour les femmes. Ce cancer comportait aussi la variation la plus importante de l’ERR de 1992 à 2008. Au cours de cette période, l’incidence du cancer de la thyroïde a augmenté au Canada, à un rythme plus rapide que tous les autres cancers principaux^{Note 15Note 40}. Tout comme dans l’étude EUROCARE-4, une réduction plus grande a été observée chez les personnes dont le diagnostic a été posé avant l’âge de 55 ans. Ni l’une ni l’autre des études ne comportaient de correction pour tenir compte du stade au moment du diagnostic.

Jung et coll.^{Note 5} ont observé un ERR de décès plus faible de 47 % pour les femmes ayant reçu un diagnostic de cancer de la thyroïde, qui est demeuré à peu près inchangé après correction pour tenir compte du stade. Par contre, un ERR similaire corrigé selon l’âge pour les femmes par rapport aux hommes, dans le cas des cancers du système endocrinien, a été réduit de presque la moitié lorsque le stade a été inclus dans le modèle^{Note 4}. Les avantages quant à la survie des femmes qui ressortaient des analyses unidimensionnelles du cancer de la thyroïde (carcinomes papillaire^{Note 8} et folliculaire^{Note 41} de la thyroïde) ne se sont pas maintenus lorsque d’autres variables, y compris le stade, ont été prises en compte. Toutefois, Jonklaas et coll.^{Note 8} ont observé de meilleurs pronostics chez les femmes ayant reçu un diagnostic de maladie de stade I ou II avant l’âge de 55 ans et ont émis l’hypothèse que l’âge peut influencer le rapport sexe-survie en raison des changements hormonaux associés à la ménopause. Après avoir déterminé que les hommes étaient plus susceptibles de recevoir un diagnostic de maladie plus avancée et de sous-type histologique plus agressif, Nilubol et coll.^{Note 41} ont postulé que le comportement de la tumeur de la thyroïde chez les hommes peut être plus agressif. Il est tout aussi possible que les femmes reçoivent une attention médicale plus tôt ou fassent l’objet d’un dépistage plus rigoureux^{Note 9}.

Parmi les cancers examinés dans la présente étude, le seul qui présentait un taux de survie significativement désavantageux pour les femmes était le cancer de la vessie. On observe de meilleurs pronostics chez les hommes pour ce cancer dans la plupart des études^{Note 1Note 4Note 5Note 42Note 43}, mais pas toutes^{Note 3}. Noon et coll.^{Note 44} ont déterminé que, du point de vue de la mortalité par cause, les femmes ayant une maladie à hauts risques se tiraient moins bien d’affaire que les hommes. Des désavantages significatifs (8 à 9 points de pourcentage) dans la survie relative à cinq ans au cancer de la vessie ont été observés chez les femmes des groupes d’âge le plus jeune et le plus âgé au moment du diagnostic, résultats qui sont similaires à ceux de l’étude EUROCARE-4^{Note 1}. Les données pour l’Europe ont montré des différences significatives quoique beaucoup plus faibles chez les 45 à 54 ans et les 65 à 74 ans, ce qui n’est pas le cas de la présente étude. Des risques plus élevés chez les femmes que chez les hommes des groupes d’âge le plus jeune et le plus âgé ont également été observés dans une analyse de données coréennes^{Note 5}.

Parmi les théories expliquant le pronostic plus mauvais figure le fait que le diagnostic du cancer de la vessie est plus tardif, peut-être en raison de la rareté de ce cancer chez les femmes par rapport aux hommes^{Note 4Note 44}. Des disparités propres au sexe dans les tendances d’aiguillage observées dans deux études récentes vont dans le sens de cette théorie^{Note 45Note 46}. Toutefois, il est peu probable que le pronostic moins favorable chez les femmes puisse être entièrement attribuable au stade au moment du diagnotic^{Note 39}. Lorsque des données sur le stade du cancer étaient disponibles, les corrections en fonction de cette variable donnaient lieu à un excès de risque atténué, mais toujours significatif^{Note 4Note 5Note 42}. Même si le stade n’a pas été pris en compte dans la présente étude, le désavantage des femmes semblait se limiter aux 12 à 18 premiers mois suivant le diagnostic.

Mot de la fin

Pour une majorité de cancers, les taux de survie au Canada étaient significativement meilleurs pour les femmes que pour les hommes, particulièrement pour les femmes jeunes recevant un diagnostic. Les raisons qui sous-tendent cette disparité ne sont pas bien comprises. En général, l’avantage prononcé des femmes les plus jeunes appuie indirectement une hypothèse d’influence hormonale. Toutefois, de nombreuses explications sont possibles, et il est préférable d’explorer les différences pour chaque cancer séparément.