Rapports sur la santé
Progression du taux de survie nette au cancer au Canada sur une période de 20 ans

par Larry F. Ellison

La production d’estimations des taux de survie au cancer dans une population donnée permet de surveiller l’évolution des résultats au fil du temps. La méthode de la survie nette est celle privilégiée pour comparer les taux de survie au cancer dans le cadre d’études fondées sur la population, car elle tient compte du fait que différents groupes de population peuvent présenter, à la base, des niveaux de risques de décès variables^{Note 1}. La mesure de la survie au cancer peut être considérée comme la probabilité de survie qui serait observée dans l’hypothèse où le cancer en question serait la seule cause de décès possible.

La création récente d’un fichier analytique (1992 à 2014), dans lequel les données sur l’incidence tirées du Registre canadien du cancer (RCC) ont été couplées aux renseignements sur les décès, a fourni une excellente occasion de réexaminer la progression des taux de survie au cancer au Canada, et ce, pour de nombreux types de cancer. Par rapport au fichier précédent, le nouveau fichier comprend six années de données supplémentaires et a été créé au moyen de sources additionnelles de renseignements sur les décès. En outre, grâce à la maturation du RCC, il est désormais possible de faire état des variations relatives à la survie à cinq ans sur une période de 20 ans.

Le présent rapport fournit les estimations prédites de la survie nette pour la période de 2012 à 2014. Les estimations de la survie nette pour des durées de 1 an, de 5 ans et de 10 ans ont été obtenues pour 30 des cancers le plus fréquemment diagnostiqués chez les personnes de 15 à 99 ans. Les estimations normalisées selon l’âge et selon le groupe d’âge de la survie nette à cinq ans pour la période de 2012 à 2014 sont comparées aux chiffres correspondants des cas diagnostiqués 20 ans plus tôt. La survie nette a été calculée au moyen de l’estimateur Pohar-Perme, non biaisé et convergent, au lieu d’être calculée indirectement au moyen de la survie relative. En effet, il a été établi récemment que les méthodes classiques d’estimation au moyen de la survie relative entraînent des estimations biaisées de la survie nette dans certaines situations^{Note 2}.

Méthodes

Sources de données

Le Registre canadien du cancer (RCC) est une base de données dynamique fondée sur la personne et représentative de la population. Elle est constituée de cas diagnostiqués chez les résidents canadiens depuis 1992. Chaque registre du cancer provincial ou territorial fournit des renseignements démographiques ainsi que des renseignements propres au cancer à Statistique Canada, et ce, dans un format normalisé pour chaque cas présenté^{Note 3}. Un fichier analytique a été créé en couplant le fichier des totalisations du RCC de novembre 2017 aux renseignements sur les décès fournis jusqu’au 31 décembre 2014. Ces renseignements sont tirés des statistiques de l’état civil de la Base canadienne de données sur les décès^{Note 4} et du Fichier maître des particuliers T1 (selon les déclarations de revenus). Le fichier analytique respecte les règles de codage des tumeurs primaires multiples du Centre international de recherche sur le cancer^{Note 5}. La durée de la survie est mesurée en jours, et les variables pour l’âge au moment du diagnostic et l’année de diagnostic sont disponibles jusqu’à trois décimales. De plus amples renseignements sur le processus de couplage et sur le fichier analytique couplé aux décès sont accessibles sur demande^{Note 6}.

Les probabilités de survie attendues, nécessaires au calcul de la survie nette, ont été principalement obtenues à partir des tables de mortalité provinciales annuelles selon le sexe^{Note 7}. Puisque les tables de mortalité complètes de l’Île-du-Prince-Édouard et des territoires n’étaient pas disponibles, la survie attendue dans ces secteurs de compétence a été calculée, jusqu’à l’âge de 99 ans, à partir de tables de mortalité abrégées pour le Canada et les secteurs de compétence visés^{Note 8} et à partir de tables de mortalité canadiennes complètes^{Note 7}au moyen d’une méthode suggérée par Dickman et coll.^{Note 9}. Pour le groupe d’âge de 100 à 109 ans, les valeurs des tables de mortalité canadiennes complètes ont été directement utilisées, puisque ces tables n’étaient pas disponibles pour ces secteurs de compétence.

Techniques d’analyse

Les cas ont été définis en fonction de la Classification internationale des maladies pour l’oncologie, troisième édition^{Note 10}, et classés selon les définitions du programme SEER (Surveillance, Epidemiology, and End Results)^{Note 11}. Les analyses reposaient sur tous les cas de cancer primitif^{Note 12Note 13Note 14}, à l’exception des cas de second cancer primitif (nouveau cancer autre que récidive locale ou métastase) – ou d’ordre supérieur – et provenant d’un même siège^{Note 15}. Le nombre relatif de tels cas était extrêmement petit mais, comme on s’y attendait, celui-ci a augmenté à mesure que le Registre canadien du cancer (RCC) prenait de l’âge. De plus, les enregistrements suivants ont été exclus de l’analyse : ceux des personnes âgées de moins de 15 ans ou de plus de 99 ans au moment du diagnostic; ceux dont le diagnostic a été établi seulement par autopsie ou seulement à l’aide du certificat de décès; ceux dont l’année de naissance ou de décès était inconnue (deux cas extrêmement rares). Les nouveaux cas du Québec ont été exclus parce que les données sur l’incidence du cancer de cette province n’ont pas été transmises au RCC depuis l’année de référence 2010.

Les estimations de l’analyse de données de survie (brutes) non normalisées ont été obtenues au moyen d’un algorithme^{Note 16} enrichi (Ron Dewar, Nova Scotia Cancer Care Program, 19 avril 2018) afin d’y ajouter l’estimateur Pohar-Perme de survie nette^Note2 au moyen de l’approche de transformation des risques. Les hypothèses suivantes s’appliquent à l’estimation de la survie nette. Tout d’abord, on suppose que le taux de mortalité qui n’est pas attribuable à un cancer au sein du groupe étudié est évalué adéquatement au moyen des taux de mortalité dans la population générale tirés des tables de mortalité. Ensuite, on suppose qu’il y a indépendance conditionnelle entre la probabilité de décès attribuable au cancer en question et la probabilité de décès attribuable à d’autres causes.

Afin de mieux corroborer la première hypothèse, les données de survie attendue utilisées pour calculer la survie nette dans le cas du cancer de la prostate et du cancer du sein chez la femme ont été corrigées en fonction des taux de mortalité attribuable à un cancer dans la population générale^{Note 17Note 18Note 19}. Dans tous les cas, la proportion de décès attribuables au cancer parmi les résidents canadiens, selon le sexe, le groupe d’âge de cinq ans et l’année du décès, a été utilisée à cette fin. Des estimations de la mortalité par province ont été utilisées pour les personnes de 55 à 59 ans, ainsi que pour les groupes plus âgés. Autrement, des estimations nationales ont été utilisées. La deuxième hypothèse, qui porte sur l’indépendance conditionnelle des probabilités de décès mentionnées ci-dessus, peut être considérée comme peu convaincante en ce qui a trait à l’analyse de cas de cancer diagnostiqués chez les personnes les plus âgées. Pour cette raison et de nombreuses autres – notamment la variabilité accrue inhérente aux estimations et le potentiel limité de réaliser une interprétation utile – la description des résultats selon l’âge et les analyses des tendances correspondantes excluaient le groupe d’âge de 85 à 99 ans.

Les estimations de la survie nette normalisée selon l’âge ont été calculées au moyen de la méthode directe, en pondérant les estimations selon l’âge pour un cancer donné en fonction de la répartition par groupe d’âge des personnes de 15 à 99 ans ayant reçu un diagnostic pour le cancer en question. Les répartitions par groupe d’âge des incidents étaient fondées sur des cas diagnostiqués de 2010 à 2014 ajoutés au fichier des totalisations du RCC de novembre 2017 (à l’exception du Québec). Les erreurs-types pour les estimations de la survie nette normalisée selon l’âge ont été calculées en prenant la racine carrée de la somme des carrés des erreurs-types pondérées de la survie nette selon l’âge. Veuillez consulter le tableau A de l’annexe pour voir une comparaison des estimations de la survie nette à cinq ans normalisée selon l’âge au moyen des poids types canadiens de la survie au cancer décrits ci-dessus, ou encore, de poids établis à partir de données recueillies dans le cadre de l’étude EUROCARE-2^{Note 20}. Les poids types canadiens de survie pour les cancers particuliers sont fournis dans le tableau B de l’annexe. Les poids correspondants pour des groupes particuliers de cancers (comme le cancer colorectal et les leucémies) sont disponibles sur demande à l’adresse suivante : STATCAN.infostats-infostats.STATCAN@canada.ca.

Les estimations de la survie nette pour la période de 2012 à 2014 ont été calculées au moyen de la méthode par période^{Note 21}, alors que pour les périodes de 1992 à 1994 et de 2002 à 2004, la méthode d’analyse de cohortes a été employée. Les estimations de la survie nette ont été supprimées si l’erreur-type correspondante était supérieure à 0,1; la prudence était de mise si l’erreur-type était supérieure à 0,05, mais inférieure ou égale à 0,1. La hausse en points de pourcentage de la survie nette à cinq ans a servi à mesurer l’amélioration de la survie. Des différences sur le plan de la survie nette ont été calculées avant l’arrondissement à une décimale. Le test Z a servi à déterminer les valeurs P pour les écarts entre les périodes; les erreurs-types des écarts ont été estimées en utilisant la racine carrée de la somme des variances associées aux deux estimations ponctuelles. Les valeurs P ont été fournies pour faciliter l’interprétation générale des différences, particulièrement afin d’éviter la surinterprétation de différences potentiellement grandes, mais assez imprécises, plutôt que de servir de moyen de vérification formelle de l’hypothèse.

Grande variation de la survie selon le type de cancer

La survie nette variait grandement selon le type de cancer (tableau 1). La survie nette à long terme était la plus élevée dans le cas des cancers de la thyroïde et du testicule et la plus faible dans le cas du mésothéliome (un cancer de la fine couche de tissus recouvrant la majorité des organes internes) et du cancer du pancréas. La survie nette à cinq ans variait de 98 % dans le cas du cancer thyroïdien à 7 % dans le cas d’un mésothéliome. Une plage semblable (de 97 % à 5 %) a été observée pour la survie à 10 ans pour ces cancers. Cependant, lorsque seule la première année suivant le diagnostic était prise en considération, la plage était beaucoup plus restreinte (de 99 % dans le cas du cancer de la thyroïde à 28 % dans le cas du cancer du pancréas).

En plus des cancers mentionnés précédemment, la survie nette à cinq ans était particulièrement élevée dans le cas des cancers du testicule (97 %) et de la prostate (93 %). À l’autre extrémité du spectre, la survie à cinq ans était particulièrement faible dans le cas des cancers de l’œsophage (15 %), du poumon et des bronches (19 %), du foie (19 %) et du cerveau (21 %), ainsi que de la leucémie myéloblastique aiguë (21 %). À l’exception du cancer de l’estomac (28 %), la survie nette à cinq ans était de 44 %, ou supérieure, pour tous les autres cancers à l’étude. De manière générale, la survie au cancer est supérieure chez les femmes par rapport aux hommes (tableau A de l’annexe). Une évaluation plus approfondie des différences entre les sexes en ce qui a trait à la survie au cancer au Canada existe dans d’autres publications^{Note 22}.

Les baisses les plus prononcées de la survie nette de la deuxième à la cinquième année suivant le diagnostic ont été observées chez les personnes atteintes d’un mésothéliome (34 points de pourcentage), d’un myélome multiple (32 points), puis d’un cancer des ovaires (31 points). De la cinquième à la dixième année, les diminutions les plus marquées (16 points de pourcentage) ont été observées chez les personnes atteintes de leucémie lymphoïde chronique (LLC), puis chez celles atteintes de cancer du larynx (13 points) et de myélome multiple (12 points). Le pronostic relativement mauvais des personnes qui ont survécu à la LLC au cours des cinq années qui suivent les cinq premières années a déjà été mentionné^{Note 23}. Quant au cancer de la thyroïde et du testicule, il n’y pas vraiment d’écart entre les estimations de la survie nette au cours de la première année et au cours de la dixième année.

D’importants progrès réalisés dans le domaine de la leucémie myéloïde chronique

Parmi les cancers examinés dans le cadre de la présente étude, le changement médian de la survie nette à cinq ans normalisée selon l’âge sur une période de 20 ans (entre 1992 à 1994 et 2012 à 2014) était de 6,1 points de pourcentage (tableau 2). Les personnes ayant reçu un diagnostic de leucémie myéloïde chronique (LMC) ont affiché les améliorations les plus prononcées (23,9 points de pourcentage). Des progrès considérables dans la survie à la LMC avaient déjà été observés au Canada et ont été attribués à l’amélioration du traitement^{Note 24}. La plus grande partie de l’amélioration du taux de survie nette à la LMC au cours de cette période, et, semble-t-il, la totalité de l’amélioration du taux pour le cancer de la prostate, ont été observées au cours de la première période de 10 ans. En revanche, au cours de la deuxième période de 10 ans, davantage de progrès ont été observés pour le lymphome hodgkinien et le cancer du poumon et des bronches.

Des hausses de plus de 15 points de pourcentage ont aussi été enregistrées pour le lymphome non hodgkinien (19,6 points), le cancer de l’intestin grêle (17,4 points) et le myélome multiple (16,8 points). Au cours des deux périodes de 10 ans, les améliorations étaient semblables pour ces cancers. En ce qui a trait aux cancers de l’anus, du larynx, des tissus mous, de l’utérus et au mésothéliome, les estimations prédites de la survie nette à cinq ans pour 2012 à 2014 étaient relativement semblables aux estimations correspondantes de 20 ans auparavant.

La survie diminue au fur et à mesure que l’âge augmente

En général, le taux de survie diminue au fur et à mesure que l’âge augmente. Parmi les cancers examinés lors de la présente étude, la baisse médiane de la survie nette à cinq ans entre les groupes d’âge de 15 à 44 ans et de 75 à 84 ans était de 24 points de pourcentage (tableau 3). Les plus fortes baisses observées touchaient la leucémie myéloïde aiguë et le cancer du cerveau (59 points de pourcentage), suivis de la leucémie myéloïde chronique (56 points) et du cancer des ovaires (54 points). Dans l’ensemble, les diminutions d’un groupe d’âge à un autre avaient tendance à être plus élevées entre les groupes d’âge formés de personnes plus âgées.

La tendance selon laquelle la survie nette à cinq ans diminuait du groupe le plus jeune au groupe le plus âgé variait fortement d’un cancer à l’autre. En ce qui a trait aux cancers ayant affiché les baisses les plus prononcées, ainsi que d’autres cancers comme le lymphome hodgkinien, le myélome multiple et le cancer du col de l’utérus, des baisses rela+tivement fortes ont été observées pour presque toutes les progressions d’un groupe d’âge à un autre. Un autre groupe de cancers a affiché peu de changements ou des changements modestes jusqu’au groupe d’âge de 65 à 74 ans, suivis de baisses considérables. Le cancer de l’anus et celui de la prostate illustraient particulièrement bien cette tendance, tout comme le cancer du sein, dans une moindre mesure. Quant aux cancers du pancréas et du foie, les baisses étaient les plus marquées entre le premier et le deuxième groupe d’âge. Les baisses subséquentes pour ces cancers étaient plus modérées, ce qui peut s’expliquer en partie par le fait que la survie nette était, au départ, très faible.

Hausse du taux de survie chez tous les groupes d’âge

De manière générale, la croissance du taux de survie au cancer était semblable pour tous les groupes d’âge étudiés, à l’exception de celui des personnes de 75 à 84 ans, qui a affiché un certain recul (tableau 4). La hausse médiane de la survie nette à cinq ans selon le groupe d’âge entre les périodes de 1992 à 1994 et de 2012 à 2014 variait de 6,9 points de pourcentage (65 à 74 ans) à 8,6 points de pourcentage (55 à 64 ans) parmi les quatre premiers groupes d’âge. Chez les personnes de 75 à 84 ans, la hausse était de 5,1 points de pourcentage.

À l’exception des personnes de 75 à 84 ans, les hausses les plus marquées de la survie nette à cinq ans sur la période de 20 ans touchaient la leucémie myéloïde chronique (LMC), celles-ci allant de 25,6 points de pourcentage (55 à 64 ans) à 44,3 points de pourcentage (45 à 54 ans). En plus de la LMC, des hausses relativement prononcées ont aussi été observées dans tous les groupes d’âge étudiés pour le lymphome non hodgkinien, le myélome multiple, le cancer de l’intestin grêle et, dans une moindre mesure, le cancer du côlon, le cancer du rectum, le cancer du foie et le cancer de la prostate. La LMC, la leucémie myéloïde aiguë, le lymphome non hodgkinien, ainsi que les cancers du foie, du pancréas et de la prostate étaient tous associés à une hausse de plus de 20 points de pourcentage dans le groupe d’âge de 15 à 44 ans. Dans le groupe d’âge de 75 à 84 ans, le cancer de la thyroïde était associé à la hausse la plus élevée (26,1 points), suivi du lymphome non hodgkinien (20,3 points).

Des baisses de la survie nette à cinq ans ont été observées tant chez les personnes de 75 à 84 ans atteintes d’un cancer de l’anus que chez celles atteintes d’un cancer du cerveau. Les tendances dans ces strates particulières ont été examinées de manière plus approfondie en obtenant des estimations pour les périodes de trois ans se chevauchant (données non présentées). Pour ce qui est du cancer de l’anus, les estimations de la survie nette ont beaucoup diminué au cours des périodes de 1993 à 1995 et de 1996 à 1998. Puis, au milieu des années 2000, elles ont augmenté pour atteindre les niveaux observés au début des années 1990, avant de connaître une autre période de baisse importante. Dans le cas du cancer du cerveau, la diminution semble se limiter à des reculs au cours des périodes de 1996 à 1998 et de 1997 à 1999. Cette situation semble être en grande partie attribuable aux données de la populeuse province de l’Ontario.

Conclusion

La présente étude fait ressortir l’important écart qui existe entre de nombreux types de cancer pour ce qui est du taux de survie nette. Elle révèle également d’importants progrès dans les résultats du traitement du cancer au Canada depuis le début des années 1990. Parallèlement, elle attire aussi l’attention sur des cancers pour lesquels aucune amélioration de la survie nette à cinq ans ne semble s’être produite au cours de la période de 20 ans observée.

Les estimations de la survie nette pour la période de 2012 à 2014 étaient fondées sur des prédictions. Cette situation s’explique par le fait que les estimations de la survie fondées sur l’expérience de suivi réelle des personnes ayant reçu un diagnostic de cancer au cours de cette période, notamment les estimations à long terme, ne seront pas connues avant un certain temps. Les estimations prédites ont été obtenues au moyen d’une méthodologie couramment utilisée qui a montré de façon empirique qu’elle fournissait des estimations plus à jour de la survie que d’autres méthodes^{Note 25Note 26Note 27}. Néanmoins, dans la mesure où le taux de survie à un ou à des cancers en particulier semble avoir augmenté au cours des années plus récentes, ces prédictions peuvent sous-évaluer le taux de survie réel, qui sera éventuellement connu^{Note 25Note 28}.

Il peut être difficile d’interpréter de manière appropriée les tendances en matière de survie au cancer. Il est préférable d’évaluer chaque cancer individuellement, en tenant compte de nombreux facteurs éventuels^{Note 29Note 30}. Même si une telle tâche ne fait pas partie du champ de cette étude, le présent article propose un aperçu général des changements relatifs à la survie nette au fil du temps au Canada et sert ainsi de point de départ à de telles recherches. Les facteurs qui peuvent influer sur les tendances en matière de survie peuvent notamment comprendre : des améliorations concernant l’exhaustivité de l’enregistrement des cas; des traitements plus efficaces, de nouveaux programmes de dépistage et le fait qu’ils permettent de réelles améliorations ou entraînent tout simplement un biais lié au délai de dépistage; des changements relatifs à la proportion de sous-types histologiques dans lesquels la survie varie selon les sous-types; l’exhaustivité du suivi en plus de facteurs méthodologiques associés à la durée d’exploitation du registre du cancer^{Note 29Note 30Note 31}. Enfin, il est préférable de faire une interprétation complète conjointement avec les tendances correspondantes en matière d’incidence du cancer et de mortalité^{Note 29}.

Annexe

L’utilisation de poids canadiens, au lieu de ceux d’une source externe, permet d’obtenir un degré d’interprétation supérieur des estimations de la survie nette normalisée selon l’âge, surtout dans le cas des estimations qui correspondent à des cas de diagnostic plus récents, ainsi que des écarts entre ces estimations au fil du temps. Cependant, pour permettre les comparaisons à l’échelle internationale, le tableau A fournit des estimations obtenues au moyen des normes canadiennes et internationales. Les écarts les plus importants observés touchaient les cancers du col de l’utérus et du cerveau, soit six points de pourcentage de plus ou de moins respectivement, lorsque les poids types internationaux étaient utilisés.