UNIVERSITE CLAUDE BERNARD - LYON 1 · RESUME Contexte : En France, le cancer du sein est la 1ère cause de décès par cancer chez la femme. Un dépistage organisé, par mammographie

UNIVERSITE CLAUDE BERNARD - LYON 1

Faculté de Médecine Lyon Est

Année Universitaire : 2010-2011

THÈSE

Existe t-il une surmortalité chez les femmes dépistées

par mammographie?

Méta-analyse sur la mortalité non liée au cancer du sein

Présentée

A l’Université Claude Bernard Lyon 1

et soutenue publiquement le 29 novembre 2011

pour obtenir le grade de Docteur en Médecine

par

Laure FAYOLLE née le 5 mai 1983 aux Lilas (Seine Saint Denis)

2

Laure FAYOLLE

Existe-t-il une surmortalité chez les femmes dépistées par mammographie?

Méta-analyse sur la mortalité non liée au cancer du sein

Nbr: 108 p. 0 ill. 16 tab. 23 graph. 6 annexes.

Thèse Médecine : Lyon 2011 n°

Mots clés : Cancer du sein ; mammographie ; dépistage

RESUME

Contexte :

En France, le cancer du sein est la 1ère

cause de décès par cancer chez la femme. Un dépistage

organisé, par mammographie tous les 2 ans chez les femmes de 50 à 74 ans, existe en France

depuis 2004. Une méta-analyse du réseau Cochrane publiée en 2009 portant sur le dépistage

du cancer du sein par mammographie a montré qu’il existait une réduction significative de la

mortalité par cancer du sein grâce au dépistage sans diminution de la mortalité globale.

Objectif :

L’objectif de ce travail était de savoir s’il existait une surmortalité en dehors du cancer du sein

liée au dépistage.

Matériel et méthodes :

Nous avons réalisé une méta-analyse sur la mortalité non liée au cancer du sein. Les essais

cliniques contrôlés randomisés comparant le dépistage par mammographie versus l’absence

de dépistage chez les femmes de plus de 39 ans sans antécédent de cancer du sein ont été

inclus. Une recherche bibliographique via PubMed et Web of Science jusqu’en novembre

2010 a été effectuée. Le critère de jugement principal était la mortalité non liée au cancer du

sein. Des analyses en sous groupe ont été effectuées (selon la qualité méthodologique des

études considérées et selon l’âge des patientes) à 7 et 13 ans de suivi. Les critères de jugement

secondaires étaient les mortalités cardiovasculaires et par autres cancers que le cancer du sein.

Résultats :

Il n’y a pas de différence significative entre les groupes de femmes dépistées et non dépistées

concernant la mortalité non liée au cancer du sein à 7 et 13 ans de suivi et concernant les

critères de jugement secondaires.

Conclusion : Cette étude permet de quantifier les risques du dépistage. Si un effet négatif du

dépistage existe, il est au maximum de 4% de surmortalité dans le groupe de femmes

dépistées par mammographie. Notre analyse ouvre la discussion sur les effets potentiellement

néfastes du dépistage.

3

PRESENTATION DU JURY

JURY:

Président Monsieur le Professeur François Gueyffier

Directrice de thèse Madame la Maitre de Conférences Associée Docteur Sylvie

ERPELDINGER

Membres Monsieur le Professeur Patrice MATHEVET

Monsieur le Professeur Associé Alain MOREAU

DATE DE SOUTENANCE : 29 novembre 2011

Laure FAYOLLE, 53, rue de la Madeleine, 69007 LYON – [email protected]

4

Le Serment d'Hippocrate

Je promets et je jure d'être fidèle aux lois de l’honneur et de la probité dans

l'exercice de la Médecine.

Je respecterai toutes les personnes, leur autonomie et leur volonté, sans

discrimination.

J'interviendrai pour les protéger si elles sont vulnérables ou menacées dans leur

intégrité ou leur dignité. Même sous la contrainte, je ne ferai pas usage de mes

connaissances contre les lois de l'humanité.

J'informerai les patients des décisions envisagées, de leurs raisons et de leurs

conséquences. Je ne tromperai jamais leur confiance.

Je donnerai mes soins à l'indigent et je n'exigerai pas un salaire au dessus de

mon travail.

Admis dans l'intimité des personnes, je tairai les secrets qui me seront confiés et

ma conduite ne servira pas à corrompre les moeurs.

Je ferai tout pour soulager les souffrances. Je ne prolongerai pas abusivement

la vie ni ne provoquerai délibérément la mort.

Je préserverai l'indépendance nécessaire et je n'entreprendrai rien qui dépasse

mes compétences. Je perfectionnerai mes connaissances pour assurer au mieux

ma mission.

Que les hommes m'accordent leur estime si je suis fidèle à mes promesses. Que

je sois couvert d'opprobre et méprisé si j'y manque.

5

ORGANIGRAMME DE L’UNIVERSITE

UNIVERSITE CLAUDE BERNARD – LYON 1

____________

- Président de l'université : Alain BONMARTIN

- Président du comité de coordination des études médicales : François-Noël GILLY

- Secrétaire général : Gilles GAY

SECTEUR SANTE

UFR de médecine Lyon Est Claude Bernard, Directeur : Jérôme ETIENNE

UFR de médecine Lyon Sud Charles Mérieux, Directeur : François-Noël GILLY

Institut des sciences pharmaceutiques et biologiques (ISPB), Directeur : François LOCHER

UFR d’odontologie, Directeur : Denis BOURGEOIS

Institut des sciences et techniques de réadaptation, Directeur : Yves MATILLON

Département de formation et centre de recherche en biologie humaine, Directeur : Pierre

FARGE

SECTEUR SCIENCES ET TECHNOLOGIES

UFR de sciences et technologies, Directeur : François GIERES

UFR de sciences et techniques des activités physiques et sportives (STAPS), Directeur :

Claude COLLIGNON

Institut des sciences et techniques de l’ingénieur de Lyon (ISTIL) Directeur : Joseph LIETO

I.U.T. A, Directeur : Christian COULET

I.U.T. B, Directeur : Roger LAMARTINE

Institut des sciences financières et assurances (ISFA), Directeur : Jean-Claude AUGROS

I.U.F.M., Directeur : Régis BERNARD

CPE, Directeur : Gérard PIGNAULT

___________________

6

PROFESSEURS DES UNIVERSITES

Faculté de Médecine Lyon Est Claude Bernard

Professeurs des Universités – Praticiens Hospitaliers

Classe exceptionnelle Echelon 2

Nom Prénom Discipline universitaire

Baulieux Jacques Chirurgie générale (surnombre)

Chayvialle Jean-Alain Gastroentérologie - hépatologie

Confavreux Christian Neurologie

Etienne Jérôme Bactériologie - virologie -

hygiène hospitalière

Floret Daniel Pédiatrie

Froment Jean-Claude Radiologie et imagerie

médicale

Mauguière François Neurologie

Peyramond Dominique Maladies infectieuses –

maladies tropicales

Philip Thierry Cancérologie-radiothérapie

Raudrant Daniel Gynécologie

Sindou Marc Neurochirurgie

Tissot Etienne Chirurgie générale

Trepo Christian Gastroentérologie - hépatologie


Classe exceptionnelle Echelon 1


Cordier Jean-François Pneumologie

Guérin Jean-François

Biologie et médecine du

développement et de la

reproduction ; gynécologie

médicale

Petit Paul

Anesthésiologie et réanimation

chirurgicale ; médecine

d’urgence (surnombre)

7

Robert Dominique

Réanimation médicale ;

médecine d’urgence

(surnombre)

Rousset Bernard Biologie cellulaire

Rudigoz René-Charles Gynécologie


Première classe


André-Fouet Xavier Cardiologie

Bastien Olivier



d’urgence

Baverel Gabriel Physiologie

Beaune Jacques Cardiologie (surnombre)

Bérard Jérôme Chirurgie infantile

Beziat Jean-Luc Chirurgie maxillo-faciale et

stomatologie

Blay Jean-Yves Cancérologie-radiothérapie

Boillot Olivier Chirurgie digestive

Boisson Dominique Médecine physique et de

réadaptation (surnombre)

Borson-Chazot Françoise

Endocrinologie, diabète et

maladies métaboliques ;

gynécologie médicale

Boulez Jean Chirurgie générale

Bozio André Cardiologie

Chassard Dominique



d’urgence

Chatelain Pierre Pédiatrie

Claris Olivier Pédiatrie

Cochat Pierre Pédiatrie

Colin Cyrille Epidémiologie, économie de la

santé et prévention

8

Daligand Liliane Médecine légale et droit de la

santé (surnombre)

D'Amato Thierry Psychiatrie d’adultes

Delahaye François Cardiologie

Denis Philippe Ophtalmologie

Derumeaux Geneviève Physiologie

Disant François Oto-rhino-laryngologie

Douek Philippe Radiologie et imagerie

médicale

Ducerf Christian Chirurgie digestive

Durieu Isabelle Médecine interne – gériatrie et

biologie du vieillissement

Finet Gérard Cardiologie

Fouque Denis Néphrologie

Gaucherand Pascal Gynécologie

Gouillat Christian Chirurgie digestive

Guérin Claude Réanimation médicale ;


Honnorat Jérôme Neurologie

Jegaden Olivier Chirurgie thoracique et cardio-

vasculaire

Kohler Rémy Chirurgie infantile

Laville Maurice Thérapeutique ; médecine

d’urgence

Lehot Jean-Jacques



d’urgence

Leriche Albert Urologie

Lermusiaux Patrick Chirurgie thoracique et cardio-

vasculaire

Lina Bruno Bactériologie-virologie –


Madjar Jean-Jacques Biologie cellulaire

Martin Ambroise Nutrition

Martin Xavier Urologie

9

Mellier Georges Gynécologie

Mertens Patrick Anatomie

Mion François Physiologie

Miossec Pierre Immunologie

Morel Yves Biochimie et biologie

moléculaire

Mornex Jean-François Pneumologie

Moulin Philippe Nutrition

Neyret Philippe Chirurgie orthopédique et

traumatologique

Nighoghossian Norbert Neurologie

Ninet Jean Chirurgie thoracique et cardio-

vasculaire

Ninet Jacques Médecine interne – gériatrie et


Obadia Jean-François Chirurgie thoracique et cardio-

vasculaire

Ovize Michel Physiologie

Perrin Gilles Neurochirurgie

Ponchon Thierry Gastroentérologie -

hépatologie

Pugeat Michel




Revel Didier Radiologie et imagerie

médicale

Rivoire Michel Cancérologie-radiothérapie

Rode Gilles Médecine physique et de

réadaptation

Rousson Robert-Marc Biochimie et biologie

moléculaire

Scoazec Jean-Yves Anatomie et cytologie

pathologiques

Terra Jean-Louis Psychiatrie d’adultes

Thivolet-Bejui Françoise Anatomie et cytologie

pathologiques

Thomas Gilles Génétique

Touraine Jean-Louis Néphrologie

10

Trouillas Paul Neurologie

Truy Eric Oto-rhino-laryngologie

Vallée Bernard Anatomie

Vandenesch François Bactériologie-virologie –


Vanhems Philippe Epidémiologie, économie de la

santé et prévention

Viale Jean-Paul



d’urgence

Zoulim Fabien Gastroentérologie -

hépatologie


Seconde classe


Allaouchiche Bernard


chirurgicale; médecine

d’urgence

Argaud Laurent Réanimation médicale ;


Badet Lionel Urologie

Barth Xavier Chirurgie générale

Berthezene Yves Radiologie et imagerie médicale

Bertrand Yves Pédiatrie

Braye Fabienne

Chirurgie plastique,

reconstructrice et esthétique -

brûlologie

Breton Pierre Chirurgie maxillo-faciale et

stomatologie

Calender Alain Génétique

Chapet Olivier Cancérologie-radiothérapie

Chapurlat Roland Rhumatologie

Chevalier Philippe Cardiologie

11

Chotel Franck Chirurgie infantile

Colombel Marc Urologie

Cottin Vincent Pneumologie

Cotton François Anatomie

Descotes Jacques Pharmacologie fondamentale –

pharmacologie clinique

Devouassoux Mojgan Anatomie et cytologie

pathologiques

Di Filippo Sylvie Cardiologie

Dubernard Gil Gynécologie

Dumontet Charles Hématologie-transfusion

Dumortier Jérôme Gastroentérologie - hépatologie

Edery Charles Génétique

Elchardus Jean-Marc Médecine légale et droit de la

santé

Faure Michel Dermato-vénéréologie

Fauvel Jean-Pierre Thérapeutique ; médecine

d’urgence

Fourneret Pierre Pédopsychiatrie

Froehlich Patrick Oto-rhino-laryngologie

Guenot Marc Neurochirurgie

Gueyffier François Pharmacologie fondamentale –


Guibaud Laurent Radiologie et imagerie médicale

Guyen Olivier Chirurgie orthopédique et

traumatologique

Herzberg Guillaume Chirurgie orthopédique et

traumatologique

Janier Marc Biophysique et médecine

nucléaire

Jullien Denis Dermato-vénéréologie

Kodjikian Laurent Ophtalmologie

Krolak Salmon Pierre Médecine interne – gériatrie et


Lachaux Alain Pédiatrie

Lejeune Hervé Biologie et médecine du


12

reproduction ; gynécologie

médicale

Lina Gérard Bactériologie-virologie –


Mabrut Jean Yves Chirurgie générale

Mathevet Patrice Gynécologie

Merle Philippe Gastroentérologie - hépatologie

Michallet Mauricette Hématologie

Monneuse Olivier Chirurgie générale

Morelon Emmanuel Néphrologie

Mure Pierre Yves Chirurgie infantile

Négrier Claude Hématologie

Négrier Marie-Sylvie Cancérologie-radiothérapie

Nicolino Marc Pédiatrie

Picot Stéphane Parasitologie et mycologie

Pignat Jean-Christian Oto-rhino-laryngologie

Rossetti Yves Physiologie

Rouvière Olivier Radiologie et imagerie médicale

Roy Pascal Biostatistiques, informatique

médicale et technologies de

Ruffion Alain Urologie

Ryvlin Philippe Neurologie

Saoud Mohamed Psychiatrie d’adultes

Schaeffer Laurent Biologie cellulaire

Scheiber Christian Biophysique et médecine

nucléaire

Schott Anne Marie Epidémiologie

Souquet Jean-Christophe Gastroentérologie - hépatologie

Tilikete Caroline Physiologie

Trouillas Jacqueline Cytologie et histologie

13

Turjman Francis Radiologie et imagerie médicale

Vukusic Sandra Neurologie

Wattel Eric Hématologie-transfusion

MAITRES DE CONFERENCES DES UNIVERSITES

Faculté de Médecine Lyon Est Claude Bernard

Maitres de Conférences – Praticiens Hospitaliers

Hors classe


Bouvier Raymonde Anatomie et cytologie

pathologiques

Bui-Xuan Bernard



d’urgence

Davezies Philippe Médecine et santé au travail

Frappart Lucien Anatomie et cytologie

pathologiques

Germain Michèle Physiologie

Hadj-Aissa Aoumeur Physiologie

Jouvet Anne Anatomie et cytologie

pathologiques

Le Bars Didier Biophysique et médecine

nucléaire

Lièvre Michel Pharmacologie fondamentale –


Pharaboz-Joly Marie-Odile Biochimie et biologie

moléculaire

Sabatini Jean Médecine légale et droit de la

santé

Timour-Chah Quadiri Pharmacologie fondamentale –


14


Première classe


Ader Florence Maladies infectieuses –

maladies tropicales

Barnoud Raphaëlle Anatomie et cytologie

pathologiques

Benchaib Mehdi

Biologie et médecine du


reproduction

Billotey Claire Biophysique et médecine

nucléaire

Bontemps Laurence Biophysique et médecine

nucléaire

Bricca Giampiero

Pharmacologie

fondamentale –


Bringuier Pierre-Paul Cytologie et histologie

Chalabreysse Lara Anatomie et cytologie

pathologiques

Cellier Colette Anatomie et cytologie

pathologiques

Chevallier-Queyron Philippe Epidémiologie, économie

de la santé et prévention

Cozon Grégoire Immunologie

Croisille Pierre Radiologie et imagerie

médicale

Dubourg Laurence Physiologie

Francina Alain Biochimie et biologie

moléculaire

Franco-Gillioen Patricia Physiologie

Genot Alain Biochimie et biologie

moléculaire

15

Gonzalo Philippe Biochimie et biologie

moléculaire

Hervieu Valérie Anatomie et cytologie

pathologiques

Jarraud Sophie Bactériologie-virologie –


Kolopp-Sarda Marie Nathalie Immunologie

Lasset Christine Epidémiologie, économie


Laurent Fréderic Bactériologie-virologie –


Lesca Gaétan Génétique

Meyronet David Anatomie et cytologie

pathologiques

Nataf Serge Cytologie et histologie

Normand Jean-Claude Médecine et santé au travail

Peretti Noel Nutrition

Persat Florence Parasitologie et mycologie

Piaton Eric Cytologie et histologie

Pondarre Corinne Pédiatrie

Rabilloud Muriel

Biostatistiques,

informatique médicale et

technologies de

communication

Rigal Dominique Hématologie-transfusion

Ritouet Danielle Hématologie-transfusion

Ritter Jacques Epidémiologie, économie


Sappey-Marinier Dominique Biophysique et médecine

nucléaire

Streichenberger Nathalie Anatomie et cytologie

pathologiques

Tardy-Guidollet Véronique Biochimie et biologie

moléculaire

Voiglio Eric Anatomie

16

Wallon Martine Parasitologie et mycologie

Maitres de Conférence – Praticiens Hospitaliers

Seconde classe


Charbotel Barbara Médecine et santé au travail

Collardeau Frachon Sophie Anatomie et cytologie

pathologiques

Conquère de Monbrison Frédérique Parasitologie et mycologie

Dargaud Yesim Hématologie-transfusion

Doret Muriel Gynécologie

Raverot Gérald




Richard Jean Christophe Réanimation médicale ;


Roman Sabine Physiologie

Thibault Hélène Physiologie

Tristan Anne Bactériologie-virologie –


Vlaeminck-Guillem Virginie Biochimie et biologie

moléculaire


Seconde classe – Stagiaires


Escuret Vanessa Bactériologie-virologie –


17

Maucort Boulch Delphine

Biostatistiques, informatique

médicale et technologies de

communication

Professeurs associés de médecine générale


Moreau Alain Médecine générale

Souweine Gilbert Médecine générale

Maitres de Conférences associés de médecine générale


Flori Marie Médecine générale

Laine Xavier Médecine générale

Zerbib Yves Médecine générale

Letrillard Laurent Médecine générale

18

REMERCIEMENTS

À Monsieur le Professeur François Gueyffier,

Vous m’avez fait le grand honneur d’accepter la présidence de ce jury. Vous avez été très

disponible et patient pour m’aider à construire ce travail. Je vous en suis grandement

reconnaissante.

À Monsieur le Professeur Patrice MATHEVET,

Vous avez accepté de faire partie de ce jury. Veuillez trouver ici l’expression de mes sincères

remerciements.

À Monsieur le Professeur Alain MOREAU,

Vous avez accepté de juger ce travail. Veuillez trouver ici ma reconnaissance.

À Sylvie,

Tu m’as formée sur le terrain et tu as pris beaucoup de temps pour me guider, et

m’accompagner tout au long de ce travail qui est l’aboutissement de mes études. Je te

remercie du fond du cœur pour tout ce que tu as fait pour moi et tout ce que tu m’as apporté.

19

A mes différents maîtres de stage : Jean-Jacques, Emile, Roger qui m’ont permis de

progresser dans ma pratique, de me poser les bonnes questions. J’ai vraiment apprécié ces

stages sur le terrain. Ma pratique actuelle a été modelée par ce que vous m’avez enseigné et

je vous en remercie. Merci aussi d’avoir pu partager des moments de complicité avec vous.

A mes chefs hospitaliers qui ont beaucoup compté pour moi : Stéphane B., Stéphane M., Véro

et José à Annemasse, Guillaume et Jérôme à Fourvière et avec qui j’ai passé des semestres

fabuleux tant sur le plan professionnel que personnel. Merci aussi aux équipes para médicales.

A mes parents, vous m’avez toujours poussé et soutenu dans mes choix. Je suis fière de votre

parcours personnel. Merci pour tout. Vous êtes mes modèles et mes piliers. Je vous aime.

A Lio, pour tout ce que tu m’apportes, pour tout ce qu’on partage, et parce que tu m’aides à

garder les yeux ouverts sur le monde. Notre vie a basculé le 2 juin de cette année pour notre

plus grand bonheur. Après toutes ces années mon amour pour toi est toujours aussi fort.

A Sacha, ma crapulette, le plus joli et gourmand des bébés… t’observer découvrir le monde

est juste fabuleux. Tu rends tes parents et ta famille heureux…

A mon frère Vincent, pour ton engagement, ton regard sur le monde et ta générosité.

A ma sœur Elise, tu es un rayon de soleil. Merci pour tout ce que tu as fait et ce que tu fais

pour moi.

A ma famille creusoise : à ma grand-mère Suzanne, Pascal, MC, Léo, Josy, Yvan et Sandra et

leurs familles, Nat et tes enfants et tous les autres: l’année 2011 a été dure, mais personne

n’aurait tenu si nous n’étions pas si soudé. Merci pour tout.

A ma famille stéphanoise : Annie, Denise, Pierre et Anne-Marie, Mat, Jo, Simon Lulu Juju et

Sam bien sûr pour toutes ces joies partagées ensemble.

A Angèle pour ton amitié inconditionnelle, on a franchi moult étapes ensemble, tu es un de

mes piliers,

20

A Meu la Marseillaise, Aurore (et ta grande famille) et Leu pour tous ces moments passés

ensemble. Plein de souvenirs de ces années festives parisiennes…

A Raph et Coco car Annemasse et Lyon auraient eu un goût différent sans vous… Allez les

verts !!

Aux filles : Manila don’t stop the party , Carole et son gros bidou, Aurélia l’hyperactive du

taff, Elsa l’artiste et Anais la guerrière,

Aux couples de dingues qui font que nos week end sont toujours animés : Marco et Flo,

Manu, Karo (et Tosia), Pierre, Lilia (et Margaux),

Aux parisiens : Fab, Jouls, Gab, Nico et Olive Chips, Stak, Sylou, Romain et Sophie bien sur,

Dodo,

Une spéciale dédicace à Ray pour ses conseils anapaps et laurence pour m’avoir fourni en

articles de radio…

Aux lyonnais : Manu et Sab, Svend et Claire, Camille et Julien (et Zé et…), Audrey et son

homme, Caro, JC, Gilles, Brice,

Aux Annemassiens : Soso, Francesco, Diane et Bapt, Stéphane, Nico, Tim, Xav,

Merci pour tous ces moments passés ensemble, et vive les bonnes grosses fêtes !

Une énorme pensée aux L’hopitalier.

A la belle famille Nanou, Dominique, JP, Eric et Lucie, Gilles, Laurence et Valentin et votre

puce.

A mon tonton Denis.

A mes grands parents.

21

GLOSSAIRE

CIM : classification Internationale des Maladies

INVS : Institut National de Veille Sanitaire

CépiDC : Centre d'épidémiologie sur les causes médicales de décès

OMS : Organisation Mondiale de la Santé

HLA : hyperplasie lobulaire atypique

CLIS : carcinome lobulaire in situ

CCIS : carcinome canalaire in situ

BRCA1 et 2: Breast Cancer 1 et 2

ATCD : antécédent

IMC : indice de masse corporelle

CnamTS : Caisse Nationale d’Assurance Maladie des Travailleurs Salariés

DGS : Direction Générale de Santé

ANAES : Agence Nationale d'Accréditation et d'Evaluation en Santé

BI-RADS: Breast Imaging Reporting and Data System

ACR: American College of Radiology

EUREF: European Reference Organisation for Quality Assured Breast Screening and

Diagnosis Services

IC: Intervalle de Confiance

RR: risque relative

USPSTF: US Preventive Services Task Force

MeSH : Medical Subject Headings

OR: odds ratio

FHSA: Family Health Service Autority

EPC: EndPoint Committee

SCB: Swedish Cause of Death

MMST: Malmo mammographic screening trial

NBSS: National Breast Screening Study

HIP: Health Insurance Plan

IARC: International Agency for Research on Cancer

CAPI: Contrat d’Amélioration des Pratiques Individuelles

OP : pilule oestro-progestative

22

THS : traitement hormonal substitutif

FDR : facteurs de risque

NHS: National Health Service

TOFT: Tissue Organization Field Theory

23

TABLE DES MATIERES

RESUME………………………………………………………………………………………2

PRESENTATION DU JURY………………………………………………………………..3

LE SERMENT D’HIPPOCRATE…………………………………………………………..4

ORGANIGRAMME DE L’UNIVERSITE………………………………………………....5

PROFESSEURS D’UNIVERSITE………………………………………………………….6

MAITRES DE CONFERENCES DES UNIVERSITES………………………………….13

REMERCIEMENTS………………………………………………………………………..18

GLOSSAIRE……………………………………………………………………………...…21

TABLE DES MATIERES………………………………………………………………..…23

PRESENTATION DU JURY .................................................................................................. 3

ORGANIGRAMME DE L’UNIVERSITE ............................................................................ 5

PROFESSEURS DES UNIVERSITES .................................................................................. 6

MAITRES DE CONFERENCES DES UNIVERSITES..................................................... 13

REMERCIEMENTS .............................................................................................................. 18

I. INTRODUCTION .......................................................................................................... 25 A. Epidémiologie du cancer du sein en France : une incidence en forte hausse sans prise

en compte des cancers in situ et une baisse modeste de la mortalité. .................................. 26

B. Histoire naturelle du cancer du sein ............................................................................. 28

C. Les facteurs de risque et les facteurs protecteurs du cancer du sein ............................ 29

1. Les facteurs de risque du cancer du sein(11-15) ...................................................... 29

2. Les facteurs protecteurs du cancer du sein (15) ....................................................... 30

D. Le dépistage du cancer du sein en France .................................................................... 30

1. Modalités du dépistage (18,19) ................................................................................ 30

2. Taux de participation ................................................................................................ 32

E. Etat des lieux du dépistage en Europe et dans le monde : ............................................ 32

1. Réseau Européen ...................................................................................................... 32

2. Pays concernés en Europe ........................................................................................ 33

3. Pays industrialisés .................................................................................................... 33

F. Synthèse des méta-analyses publiées sur le dépistage du cancer du sein par

mammographie tout âge confondu (résultats exprimés avec IC 95%) ................................. 34

1. Méta-analyse suédoise Nystrom 1993 (29) .............................................................. 34

2. Méta-analyse suédoise Nystrom 2002 (30) .............................................................. 34

3. Kerlikowske (31) ...................................................................................................... 34

4. Demissie (32): .......................................................................................................... 35

5. USPSTF (adjonction de données par rapport à MA Humphrey 2002) (33,34): ...... 35

6. Méta-analyse du réseau Cochrane : Gotzsche et Olsen (35,36) : ............................. 35

II. OBJECTIF DU TRAVAIL ........................................................................................ 37

III. MATERIEL ET METHODES .................................................................................. 38

IV. RESULTATS : ............................................................................................................ 41 A. Résultats de la recherche bibliographique .................................................................... 41

B. Analyse des études (annexe 3) ..................................................................................... 41

1. Etudes retenues ......................................................................................................... 41

2. Etudes non retenues .................................................................................................. 57

3. Synthèse ................................................................................................................... 57

C. Extraction des données ................................................................................................. 58

1. Données manquantes dans les publications ............................................................. 58

24

2. Différence de chiffres entre les publications primaires et les chiffres de la revue

Cochrane ........................................................................................................................... 58

3. Standardisation des effectifs totaux .......................................................................... 58

4. Calcul du critère de jugement principal pour l’analyse ............................................ 59

D. Résultats de la méta-analyse......................................................................................... 59

1. Mortalité non liée au cancer du sein, suivi à 7 ans ................................................... 59

2. Mortalité non liée au cancer du sein, suivi à 13 ans ................................................. 61

3. Mortalité liée à des causes cardiovasculaires ........................................................... 63

4. Mortalité liée à d’autres cancers que le cancer du sein ............................................ 64

V. DISCUSSION ................................................................................................................. 65 A. Intérêts de cette méta-analyse....................................................................................... 65

B. Limites de cette méta-analyse ...................................................................................... 65

1. Biais liés à l’évaluation de la cause de décès : ......................................................... 65

2. Biais liés au manque de puissance des études pour permettre un effet sur la

mortalité globale ............................................................................................................... 66

3. Biais liés au critère de jugement défini à posteriori ................................................. 67

4. Biais liés à la randomisation ..................................................................................... 67

5. Biais liés aux exclusions post randomisation ........................................................... 68

6. Biais liés à la contamination du groupe contrôle ..................................................... 68

7. Biais lié à l’observance du dépistage ....................................................................... 68

8. Biais du fait de constitution d’un sous groupe à posteriori ...................................... 68

9. Biais liés à l’inhomogénéité des interventions des différentes études incluses ....... 69

10. Biais de parti pris .................................................................................................. 70

C. Interprétation des résultats ........................................................................................... 70

1. Tout âge confondu .................................................................................................... 71

2. Sous groupe de femmes de moins de 50 ans ............................................................ 72

3. Sous groupe de femmes de plus de 50 ans ............................................................... 73

4. Mortalité cardiovasculaire ........................................................................................ 74

5. Mortalité par cancers autres que le cancer du sein : ................................................. 74

6. Conclusion ................................................................................................................ 75

D. Risques induits par le dépistage : faux positifs et surdiagnostic .................................. 75

1. Etat des lieux de l’information sur le dépistage ....................................................... 75

2. Les faux positifs ....................................................................................................... 76

3. Le sur diagnostic ...................................................................................................... 77

E. Effets du dépistage mis en place dans certains pays .................................................... 80

F. Remarques .................................................................................................................... 82

G. Pour conclure ................................................................................................................ 83

VI. CONCLUSION ........................................................................................................... 84

VII. CONCLUSION POUR LA FACULTE .................................................................... 85

VIII. BIBLIOGRAPHIE ................................................................................................. 88

IX. ANNEXES ................................................................................................................... 98

25

I. INTRODUCTION

La tendance à la diminution du taux de mortalité du cancer du sein en France et

l’augmentation de son incidence pourraient traduire les premiers impacts de l’extension du

dépistage. Certains parlent d’amélioration du pronostic grâce au traitement au stade précoce

du cancer du sein et grâce à l’utilisation de pratiques thérapeutiques standardisées, d’autres à

contrario évoquent un effet néfaste du dépistage lié au sur diagnostic. En pratique

quotidienne, le médecin généraliste, acteur majeur de santé publique, se doit de donner une

information claire à ses patients sur l’intérêt des différents dépistages et de respecter le

principe de « primum non nocere ».Notre travail fera dans un premier temps le point sur le

cancer du sein et son dépistage et dans un second temps en réalisant une méta-analyse nous

chercherons à savoir s’il existe une surmortalité en dehors du cancer du sein chez les femmes

dépistées en utilisant comme critère de jugement, la mortalité non liée au cancer du sein dans

le groupe dépisté versus non dépisté.

26

A. Epidémiologie du cancer du sein en France : une incidence en forte hausse sans

prise en compte des cancers in situ et une baisse modeste de la mortalité.

La mortalité par cancer du sein est la première cause de décès par cancer chez les

femmes en France. En 2000 l’âge médian de diagnostic est de 61 ans (1) .

Une femme française sur 8 sera touchée par le cancer du sein au cours de sa vie.

Tableau n°1

Evolution du nombre de décès par cancer du sein en France, de son taux de mortalité

standardisée sur la population mondiale et de son incidence de 1980 à 2011

Année Nombre de décès

par cancer du

sein en France

→

Taux de mortalité

standardisé sur la

population mondiale

pour 100 000 pers

↓

Incidence

↑

1980 (2) 8689 19,4 21 704

2000 (1) 11 637 41 845

2005 (2) 17,7 49 814

2008 (3) 11 781

Prévisions 2011 (4) 11 358 16,2 53 041

27

Figure 1.

Evolution du nombre de cas et de décès (barres) et des taux standardisés monde

correspondants (TSM) (courbe, échelle logarithmique) chez la femme de 1990 à 2011 en

France(4)

Le nombre de décès par cancer du sein a tendance à diminuer légèrement en France.

(Cf. tableau 1). Il a diminué sur toutes les classes d’âge sauf pour les plus de 85 ans entre

1995 et 2005. Il existe une diminution du taux de mortalité de 13% entre les périodes 1993-

1997 et 2003-2007 avec une diminution plus importante chez les 30-59 ans (diminution de 16

à 21% selon les classes d’âge) et une diminution plus modérée chez les femmes plus âgées (3

à 14%) (5).

Le taux de mortalité standardisé à la population mondiale a diminué de 6,8 pour 100 000

femmes entre 2000 et 2008 (3).

En parallèle, l’incidence du cancer du sein a presque doublé en 25 ans : passant de 56,8/100

000 femmes en 1980 à 101,5/100 000 en 2005 (2) .

A noter que ces chiffres ne prennent en compte que les tumeurs classées C50 (annexe

1) selon la classification CIM10 et donc n’incluent pas les cancers in situ qui peuvent

représenter 5 à 12% de la totalité des cancers et qui nécessitent parfois une prise en charge

lourde (6).

28

B. Histoire naturelle du cancer du sein

On distingue deux grands types de tumeurs du sein : les tumeurs épithéliales, les plus

fréquentes, et les tumeurs non-épithéliales beaucoup plus rares comprenant les lymphomes

mammaires, les sarcomes et certaines métastases intra-mammaires. L’OMS (Organisation

Mondiale de la Santé) a effectué une nouvelle classification des lésions précancéreuses et

cancéreuses du sein (7,8) (Cf. Tableau n°2).

Tableau n°2

Les tumeurs épithéliales non infiltrantes

Types histologiques Définition

histologique

Histoire naturelle

Lésions bénignes

- hyperplasie canalaire

simple

- adénofibrome

- cicatrice radiaire

- papillome

risque évolutif faible

sauf pour les

adénofibromes

complexes : risque

multiplié par 3,1 (8)

Atypie épithéliale

de type canalaire

- métaplasie

cylindrique atypique

- hyperplasie canalaire

atypique

- augmentation du

nombre d’assises

cellulaires

- anomalies

cytologiques

évolution maligne

dans 15 à 20% des

cas (8)

Néoplasie

lobulaire in situ

- hyperplasie lobulaire

atypique (HLA)

- carcinome lobulaire in

situ (CLIS)

prolifération

carcinomateuse dans

les lobules sans

franchir la membrane

basale et sans envahir

le tissu conjonctif

HLA : évolution

invasive 15 à 20%

des cas (8); CLIS :

évolution vers un

cancer invasif dans

35% des cas

Carcinome

canalaire in situ

(CCIS)

- bas grade

- grade intermédiaire

- haut grade

prolifération

carcinomateuse dans

la lumière du canal

galactophorique sans

franchir la membrane

basale et sans envahir

le tissu conjonctif

CCIS : agressivité

variable selon type

histologique

(architecture grade

nucléaire, présence

de nécrose) ; 25 à

50% d’évolution vers

un cancer invasif

(9,10)

Les tumeurs épithéliales infiltrantes se définissent histologiquement par une perforation de

la membrane basale avec une infiltration du chorion sous muqueux. L’extension peut alors

se faire :

29

- localement : au tissu glandulaire et graisseux voisin, par les canaux galactophores,

par les canaux lymphatiques et par les veinules de voisinage.

- au niveau régional : par les systèmes lymphoganglionnaires .

- à distance : avec apparition de métastases surtout osseuses et pleuroplumonaires.

C. Les facteurs de risque et les facteurs protecteurs du cancer du sein

1. Les facteurs de risque du cancer du sein(11-15)

- sexe féminin

- l’âge > 50 ans

- l’histoire familiale :

. les formes génétiques :

Le gène Breast Cancer 1 (BRCA1) : sur le bras long du chromosome 17.

Le gène Breast Cancer 2 (BRCA2) : sur le chromosome 13.

Mutation du gène TP53 dans le syndrome de Li Fraumeni.

Risque augmenté chez les apparentés d’un patient souffrant de l’ataxie-

télangiectasie.

. ATCD familiaux : d’autant plus qu’il s’agit d’un parent du premier degré

(risque plus élevé lorsqu’il s’agit d’une mère plutôt que d’une sœur).

- risque hormonal :

. hyperoestrogénie endogène :

premières règles avant l’âge de 12 ans.

âge tardif de la première grossesse.

ménopause tardive après 55 ans.

. hyperoestrogénie exogène :

le traitement hormonal substitutif

la contraception orale : le risque est nul lorsque l’arrêt de la pilule date

de plus de 10 ans (16).

30

- ATCD personnels :

. de lésions mammaires pathologiques : le risque dépend du type histologique

(Cf. Tableau n°2)

. d’irradiation thoracique : d’autant plus en cas de jeune âge. Il existe une

relation dose-dépendante (17).

. de cancer du sein

- haute densité mammaire à la mammographie

- l’indice de masse corporelle (IMC) : IMC > 25kg/m² pour les cancers du sein post

ménopausique

- la consommation en alcool : le risque augmente avec la consommation.

2. Les facteurs protecteurs du cancer du sein (15)

- Multiparité

- précocité des grossesses : avant 30 ans

- allaitement prolongé

- activité physique modérée

- IMC > 25 kg/m² est un facteur protecteur pour les cancers du sein pré

ménopausique.

D. Le dépistage du cancer du sein en France

1. Modalités du dépistage (18,19)

- 1989-91 : initiation d’un programme pilote dans dix départements financé par la

Caisse Nationale d’Assurance Maladie des Travailleurs Salariés (CnamTS) (âge cible 50-69

ans, rythme trois ans, un cliché par sein, double lecture systématique).

31

- 1994 : création d’un programme national de dépistage systématique du cancer du

sein par la Direction Générale de Santé (DGS), ayant pour mission d’étendre le programme de

dépistage organisé à l’ensemble des départements français. Rédaction du premier cahier des

charges.

- 1999 : publication des recommandations de l’ANAES (Agence Nationale

d'Accréditation et d'Evaluation en Santé) en matière de dépistage du cancer du sein : deux

clichés par sein tous les deux ans sans avance de frais. Âge cible de 50 à 69 ans et la

poursuite du dépistage est recommandée entre 70 et 74 ans pour les femmes précédemment

incluses dans le programme de dépistage (20).

- 2000 : publication d’une circulaire de la DGS fixant les modalités définies par

l’évaluation technologique de l’ANAES de 1999. Le programme national de lutte contre le

cancer définit comme prioritaire la généralisation du dépistage organisé du cancer du sein sur

tout le territoire (21,22).

- 2004 : généralisation du dépistage organisé à l’ensemble des départements français.

- 2006 : publication d’un cahier des charges du dépistage organisé (23). Il préconise :

. un examen clinique associé à une mammographie de dépistage du cancer du

sein tous les 2 ans

. une mammographie avec 2 incidences par sein réalisée grâce à des

mammographes analogiques avec films à surface argentique

. une double lecture en cas d’absence d’anomalie suspecte à la première

lecture, d'emblée ou après bilan immédiat (classement définitif BI-RADS ACR1 ou 2).

. chez toutes les femmes de 50 à 74 ans sans avance de frais

Ne sont pas concernées par le dépistage :

. les femmes pour lesquelles une biopsie chirurgicale a montré l'existence d'un

facteur de risque histologique (néoplasie lobulaire in situ, hyperplasie canalaire atypique

. les femmes ayant une mutation constitutionnelle délétère prédisposant au

cancer du sein ou très fortement suspectes de l’avoir.

- 2008 : introduction de la mammographie numérique dans le programme du

dépistage organisé (24).

32

Actuellement en France coexistent un programme de dépistage organisé et un

dépistage individuel.

2. Taux de participation

Tableau n°3

Taux de participation des femmes au dépistage organisé de 2004 à 2010

Année 2004 2006 2009 2010

Taux de

participation 40% 49% 52,9% 52%

52% des femmes soit 2 360 000 femmes ont participé au dépistage organisé en 2010

en France. L’objectif européen est de 70% de taux de participation. Dans le même temps, de

nombreuses femmes poursuivent le dépistage à titre individuel. En 2005, 65% des femmes de

50 à 74 ans déclaraient avoir réalisé une mammographie dans les 2 dernières années (25).

La coexistence d’un dépistage mixte : individuel et organisé rend plus difficile

l’évaluation du dépistage organisé en France.

E. Etat des lieux du dépistage en Europe et dans le monde :

1. Réseau Européen

Les premiers programmes européens de dépistage organisé ont débuté en 1986-1989

dans les pays nordiques et en 1989 au Royaume-Uni.

Un réseau européen de dépistage du cancer du sein (European Breast Cancer Network) fondé

par le programme Europe contre le Cancer s’est développé en 3 plans d’action :

- 1988 : mise en place des programmes de dépistage et sensibilisation du grand public.

- 1990-1994 : introduction de recommandations en assurance-qualité et création d’un

European Reference Organisation for Quality Assured Breast Screening and Diagnosis

Services (EUREF).

33

- 1996-2000 : révision des recommandations sur l’assurance qualité et création de

centres multidisciplinaires afin d’améliorer la détection précoce du cancer du sein.

2. Pays concernés en Europe

Neuf pays européens ont instauré un dépistage organisé depuis la création du réseau

européen : Belgique, France, Espagne, Irlande, Norvège, Hongrie, République Tchèque et

Allemagne emboitant le pas aux Pays-Bas, Royaume-Uni, Finlande, Suède et Islande. Le

Luxembourg a été le seul pays dans le cadre du réseau à débuter d’emblée un programme

national.

En 2005, les quinze premiers états membres de l’Union Européenne disposaient d’un

programme national ou régional.

3. Pays industrialisés

- Canada : programme national financé par les provinces depuis 1988.

- Australie : dépistage mis en place progressivement depuis 1991.

- Nouvelle-Zélande : programme national de dépistage depuis 1998.

- Japon : programme national de dépistage depuis 1999.

- Etats-Unis : pas de programme organisé. Cependant il existe des recommandations des

sociétés savantes :

L’US Preventive Services Task Force qui recommande un dépistage à partir de 50

ans (26).

L’American Cancer Society et l’American College of Physicians qui préconisent

un dépistage à partir de 40 ans (27,28).

34

F. Synthèse des méta-analyses publiées sur le dépistage du cancer du sein par

mammographie tout âge confondu (résultats exprimés avec IC 95%)

1. Méta-analyse suédoise Nystrom 1993 (29)

- publiée en 1993, elle concerne les essais Malmö 1, 2 Comtés Suédois, Stockholm

et Göteborg. Le suivi est de 5 à 13 ans. Résultats : diminution significative de la

mortalité par cancer du sein dans le groupe dépisté RR=0,77 [0,67-0,88] sans

différence sur la mortalité totale entre les 2 groupes.

- Biais : seules les études suédoises ont été incluses. Sur ces 4 études, 3 sont de

qualité méthodologique moyenne : du fait de leur randomisation, du manque de

données sur les exclusions post randomisation, de l’attribution des causes de décès

(Cf. infra).

2. Méta-analyse suédoise Nystrom 2002 (30)

- publiée en 2002, elle concerne les essais Malmö 1 et 2, Ostergötland (les données

de l’étude Kopparberg n’étaient pas disponibles), Stockholm et Göteborg. Le suivi

est de 6 à 21 ans. Résultats : réduction significative de la mortalité par cancer du

sein dans le groupe dépisté : RR=0,79[0,70-0,89] sans différence sur la mortalité

totale entre les 2 groupes.

- Biais : les biais sont les mêmes que la première méta-analyse suédoise de 1993

(Cf supra).

3. Kerlikowske (31)

- publiée en 1995, elle concerne les essais Malmö 1 et 2, les 2 comtés Suédois, les

essais NBSS1 et 2, New York, Stockholm, Göteborg, Edimbourg mais aussi des

études cas-témoin et des études de cohorte. Résultats des essais contrôlés

randomisés : réduction significative de la mortalité par cancer du sein : RR=0,79

[0,71-0,87]. Il n’y a pas d’analyse de la mortalité totale.

- Biais : inclusion d’études cas-témoin, d’études de cohortes avec les essais

contrôlés randomisés. Inclusion de l’étude Edimbourg qui est une étude très

biaisée (randomisation imparfaite avec de ce fait 2 groupes non comparables et

35

biais sur les exclusions post randomisation qui sont inégales entre les 2 groupes)

(Cf. infra).

4. Demissie (32):

- publiée en 1998, elle concerne les essais 2 Comtés Suédois, Stockholm,

Edimbourg, Malmö 1, New York, Canada 1 et 2, Göteborg et des études cas-

témoins. Le suivi est de 7-9 ans. Résultats des essais contrôlés randomisés :

réduction significative de la mortalité par cancer du sein dans le groupe dépisté:

RR=0,76 [0,69-0,83].

- Biais : association d’essais contrôlés randomisés avec des études cas-témoin. Il n’y

a pas d’évaluation critique des essais. Enfin l’essai NBSS1 a été exclu car la

tranche d’âge était trop étroite.

5. USPSTF (adjonction de données par rapport à MA Humphrey

2002) (33,34):

- publiée en 2009, elle concerne les essais Stockholm, Malmö 1, 2 Comtés Suédois,

Göteborg, UK Age Trial, Canada 1, 2 et New York. Le suivi est de 14 ans.

Résultats : réduction de la mortalité par cancer du sein dans le groupe dépisté pour

les femmes de 50 à 69 (50-59 ans : RR=0,86 [0,75-0,99] et de 60-69 ans : RR=0,77

[0,67-0,88]) Il n’y a pas de donnée sur la mortalité globale.

- Biais : association d’essais qui comparent les mammographies seules et d’essais

qui comparent examen clinique+ mammographie. Les auteurs ont décidé de ne pas

retenir l’essai NBSS1 car il s’agit de femmes volontaires et l’étude New York du

fait de l’ancienneté de l’étude. Il s’agit d’une méta-analyse de bonne qualité

méthodologique.

6. Méta-analyse du réseau Cochrane : Gotzsche et Olsen (35,36) :

- publiée en 2001 avec actualisations en 2009 et 2011. Cette méta-analyse a inclus 9

études classifiées selon leur qualité méthodologique : Stockholm, Malmö 1 et 2,

NBSS1 et 2, Göteborg, 2 comtés Suédois, UK Age Trial, New York et Edimbourg.

Le suivi est à 7 et 13 ans. Les résultats sont discordants par rapport aux autres

travaux qui sont tous en faveur du dépistage. Les auteurs ont montré que s’il

36

existait une réduction significative à 13 ans de la mortalité par cancer du sein de

l’ordre de 19% dans le groupe dépisté versus non dépisté lorsque toutes les études

étaient prises en compte, la différence n’était plus significative lorsque seules les

études de bonne qualité méthodologique étaient prises en compte. De plus, il

n’existait pas de différence significative entre les 2 groupes tant sur la mortalité

globale à 13 ans de suivi que sur la mortalité liée à tous les types de cancer (dont la

mortalité par cancer du sein) malgré la réduction significative de la mortalité par

cancer du sein.

- Biais : association d’essais qui comparent les mammographies seules et d’essais

qui comparent examen clinique+ mammographie. Il s’agit d’une méta-analyse de

bonne qualité méthodologique.

37

II. OBJECTIF DU TRAVAIL

La publication de la méta-analyse de Gotzsche et Nielsen entraîne des interrogations et

pose la question de la balance bénéfice-risque du dépistage du cancer du sein par

mammographie. En pratique quotidienne, le médecin généraliste, acteur majeur de santé

publique, se doit de donner une information claire à ses patients sur l’intérêt des différents

dépistages et de respecter le principe de « primum non nocere ». Nous avons donc cherché à

savoir s’il existait une surmortalité liée au dépistage en étudiant comme critère de jugement,

la mortalité non liée au cancer du sein dans le groupe dépisté versus non dépisté et d’en

réaliser une méta-analyse.

38

III. MATERIEL ET METHODES

Type d’études sélectionnées : essais cliniques contrôlés randomisés.

Population étudiée : femmes sans antécédent de cancer du sein à partir de 39 ans. La borne

inférieure de 39 ans a été choisie car les principales études concernent les femmes à partir de

cet âge.

Type d’intervention : groupe intervention bénéficiant d’un dépistage avec mammographie

systématique versus groupe contrôle qui ne bénéficie pas de dépistage du cancer du sein par

mammographie systématique.

Durée de suivi : 7 à 13 ans.

Critères de jugement étudiés :

Critère de jugement principal: mortalité non liée au cancer du sein.

Analyses en sous groupe :

- en fonction de la durée de suivi : 7 et 13 ans.

- par tranche d’âge : avant et après 50 ans.

Critères de jugements secondaires :

- mortalité liée à des causes cardiovasculaires.

- mortalité liée à d’autres cancers que le cancer du sein.

Analyses en sous groupe en fonction de la durée de suivi : 8 ans (car les études

considérées ont un suivi à 8 et 9 ans) et 13 ans de suivi.

Méthode de recherche bibliographique :

- interrogation des bases de données : Pubmed et Web of Science

- période concernée : jusqu’à fin novembre 2010

- mots clefs, MeSH utilisés:

. breast neoplasms

. mammography

. mass screening

39

- autres mots clefs utilisés:

. breast cancer

. mammograph*

. screen*

- mots clés combinés entre eux par AND sauf pour les synonymes combinés entre

eux par OR

- limitation de la recherche

. essais cliniques contrôlés randomisés

. essais cliniques

. méta-analyses

. femmes adultes

Extraction des données:

Les données des études seront obtenues grâce aux publications.

Les auteurs de la revue Cochrane seront contactés afin d’obtenir des données manquantes.

En l’absence de données retrouvées dans les publications des essais cliniques, les données

issues de la revue Cochrane seront utilisées (36).

En cas de différence entre les données retrouvées, celles issues des publications primaires

seront privilégiées.

Une standardisation du nombre de décès sera effectuée pour permettre le calcul de la mortalité

non liée au cancer du sein.

Analyse des données :

Utilisation du logiciel RevMan 5®.

L’analyse quantitative des événements sera basée sur le principe d’intention de traiter.

Les odds ratios (OR) et un modèle à effet fixe seront utilisés pour combiner les événements

entre les études.

On utilisera le test I² comme indicateur d’hétérogénéité. Les valeurs de I² égales à 25%, 50%,

et 75% représentent respectivement une hétérogénéité basse, modérée et forte.

Une valeur alpha inférieure à 0,05 sera retenue comme statistiquement significative pour les

événements considérés (on reprendra l’analyse avec une valeur alpha inférieure à 0,01 afin

d’agrémenter la discussion).

40

Les articles seront classés selon leur qualité méthodologique : essais de bonne qualité

méthodologique, essais de moins bonne qualité méthodologique et essai de faible qualité

méthodologique. Leur classement sera effectué :

- en utilisant la grille de lecture Cochrane pour détecter les biais potentiels des

études sélectionnées (annexe 2).

- par consensus (thésard et directrice de thèse).

41

IV. RESULTATS :

A. Résultats de la recherche bibliographique

577 articles ont été sélectionnés selon nos critères d’inclusion. Parmi eux, après

examen des titres, résumés et articles intégraux, 13 ont été retenus.

B. Analyse des études (annexe 3)

1. Etudes retenues

- UK Age Trial (37-40)

. Population : femmes de 39 à 41 ans

. Contexte : l’étude a eu lieu dans 23 centres du National Health Service Breast Screening en

Angleterre, Wales et Ecosse entre 1991 et 1997.

. Randomisation : les femmes étaient identifiées par le Family Health Service Autority

(FHSA), incluses par année de naissance. La randomisation était individuelle et stratifiée par

cabinet médical. A partir de 1992, la randomisation était effectuée par le logiciel du système

informatique du FHSA.

Le ratio était de 1 pour 2 (respectivement groupe intervention et groupe témoin).

. Type d’intervention : le groupe intervention bénéficiait d’une information, de 2 incidences

de mammographie lors du 1er

dépistage puis 1 incidence de mammographie lors des

dépistages suivants : médio latérale oblique tous les ans (en l’absence d’anomalie) jusqu’à ce

que les femmes atteignent l’âge de 48 ans. Le groupe contrôle bénéficiait du suivi habituel. A

l’âge de 50 ans toutes les femmes ont été intégrées au programme de dépistage.

. Critères de jugement : la mortalité par cancer du sein et la mortalité totale.

Les informations sur les causes de décès étaient obtenues par les registres nationaux.

42

. Résultats :

Il y a eu 30 patientes exclues dans le groupe contrôle et 51 dans le groupe intervention.

Tableau n°4

10 ans de suivi

Intervention Témoin

Mortalité par cancer du sein 105/53 884 251/106 956

Mortalité globale 960/53 884 1 975/106 956

Le taux d’observance était de 81 % dans le groupe intervention.

Il n’y a pas de différence significative à 10 ans entre les 2 groupes concernant la mortalité par

cancer du sein et la mortalité globale.

. Biais : 3 des centres ont stoppé le dépistage prématurément par manque de moyens.

Il s’agit d’une étude de bonne qualité méthodologique.

- Göteborg (29,30,41-46)

. Population : femmes de 39 à 59 ans vivant à Göteborg.

. Contexte : l’étude a débuté en 1982 (randomisation de 1982 à 1984), intervention jusqu’en

1991 et suivi jusqu’en 1996.

. Randomisation : la randomisation a été effectuée par grappes fondées sur le jour de

naissance pour les femmes nées entre 1923 et 1935. Pour les femmes nées entre 1936 et 1944

il s’agissait d’une randomisation individuelle du fait d’un changement de programme

informatique. La randomisation a été effectuée avec un ratio groupe intervention sur groupe

témoin de 1,2 pour les femmes de 39 à 49 ans et de 1,6 pour les femmes de 50 à 59 ans.

. Type d’intervention : le groupe intervention a été invité à 5 vagues de dépistage pour les

femmes de 39 à 49 ans et à 4 vagues de dépistage pour les femmes de 50 à 59 ans. Le

dépistage consistait en une mammographie 2 incidences (non précisées) pour la première

43

vague de dépistage puis 1 incidence pour les mammographies suivantes (sauf en cas de seins

denses) tous les 18 mois.

Une lecture seule a été effectuée pour les 3 premières vagues de dépistage puis une double

lecture pour les dépistages suivants.

Le groupe contrôle a été invité au dépistage lors de la dernière vague de dépistage du groupe

témoin (5ème

vague pour les femmes de 40 à 49 ans et 4ème

vague pour les femmes de 50 à 59

ans).

. Critère de jugement : la mortalité par cancer du sein. Les causes de décès par cancer du

sein ont été définies et analysées de 3 manières différentes. L’EPC evaluation model

(EndPoint Committee) est un comité qui a défini les décès par cancer du sein pendant la phase

de dépistage de manière aveugle, le SCB evaluation model et follow up model (Swedish

Cause of Death Register) ont utilisé les registres nationaux pour déterminer les causes de

décès.

. Résultats :

Tableau n°5

7 et 14 ans de suivi

7 ans 14 ans

Intervention Témoin Intervention Témoin

Mortalité par

cancer du

sein

Tout âge 27/20 724 47/28 809 88/21 650 162/29 961

<50 ans 6/10 821 10/13 101 34/11 724 59/14 217

> ou = 50 ans 21/9 903 37/15 708 54/9 926 103/15 744

Mortalité

globale

Tout âge 527/21 000 776/29 200 1430/21 000 2241/29 200

<50 ans 178/10 888 185/13 203 409/11 724 506/14 217

> ou = 50 ans 349/10 112 591/15 997

Le taux d’observance variait entre 75 et 85%.

A 7 et 14 ans de suivi il n’y a pas de différence significative entre le groupe intervention et le

groupe témoin.

. Biais :

- biais liés à la randomisation : la comparabilité des 2 groupes est mise en cause du

fait d’une randomisation inadéquate :

44

par grappes fondées sur le jour de naissance ou individuelle selon

l’année de naissance

un ratio différent selon l’âge du fait d’une capacité limitée à effectuer

des mammographies : le ratio est plus important pour les femmes plus

âgées ce qui est un biais en faveur du dépistage du fait de la prévalence

du cancer du sein plus forte dans cette tranche d’âge.

- biais liés aux exclusions post randomisation : 254 femmes du groupe intervention

(1,16%) et 357 femmes du groupe témoin (1,18%) ont été exclues après

randomisation du fait d’antécédent de cancer du sein (sans plus de précisions).

Tous ces biais ont fait classer cette étude dans le groupe étude de moins bonne qualité

méthodologique.

- Malmö 1, MMST1 (29,30,47,48)

. Population : femmes nées entre 1908 et 1932 (44 à 68 ans) vivant à Malmö.

. Contexte : de 1976 à 1986

. Randomisation : les femmes ont été randomisées individuellement après stratification par

année de naissance.

. Type d’intervention : les femmes du groupe intervention ont été invitées par lettre à 5

vagues de dépistage : par mammographie seule (2 vues pour les 2 premières vagues de

dépistage : cranio-caudale et oblique, puis 1 vue oblique pour les autres vagues de dépistage

sauf en cas de seins denses) tous les 18 à 24 mois. A partir de 1990, les femmes du groupe

contrôle ont été invitées au dépistage.

. Critères de jugement: mortalité par cancer du sein et mortalité par autres causes. Un comité

indépendant déterminait les causes de décès.

45

. Résultats :

Tableau n°6

Suivi à 9 et 13 ans

9 ans de suivi 13 ans de suivi


Mortalité par

cancer du sein

Tout âge 63/21 088 66/21 195 1 777/21 088 1 809/21 195

<55 ans 28/7 981 22/8 082

> ou = 55

ans

35/13 107 44/13 113

Mortalité

globale

Tout âge 87/20 695 108/20 783 2 537/21 088 2 593/21 195

<55 ans 8/3 658 16/3 769 176/3 987 170/4 067

> ou = 55

ans

79/17 430 92/17 426 2 361/17 101 2 423/17 128

Mortalité cardiovasculaire 721/21 088 673/21 195

Mortalité par autres cancers 644/21 088 673/21 195

Le taux d’observance était de 74% pour la première vague de dépistage puis de 70% pour les

vagues suivantes.

Au bout de 9 et 13 ans de suivi il n’y a pas de différence significative sur la mortalité par

cancer du sein entre les 2 groupes.

. Biais :

- exclusions post randomisation : il n’y a pas d’information sur ces exclusions.

- biais de contamination : une enquête menée auprès de 500 femmes du groupe

témoin montre que 24% d’entre elles ont eu au moins une mammographie au cours

de l’étude. Cette source de contamination du groupe témoin entraine une baisse de

puissance statistique de l’essai.

- biais d’observance du groupe intervention : le taux d’observance était de 74% pour

la première vague de dépistage puis de 70% pour les vagues suivantes.

- modifications de diagnostics à postériori : des examens anatomopathologiques post

mortem ont été effectués sur 73% des 193 décès : 41 patients avaient au moins un

autre cancer et il y a eu rectification des causes de décès dans 3 cas. Chez les 27%

des femmes décédées non autopsiées, on ne peut savoir si les causes de décès sont

bien répertoriées.

46


- Malmö 2, MMST2 (30,49)

. Population et randomisation : inclusion de deux groupes de femmes : le premier groupe

est constitué des femmes de 45 à 50 ans vivant à Malmö entre 1978 et 1990, le second groupe

est constitué des femmes de 45 à 50 ans du premier essai de Malmö (MMST1).

. Type d’intervention : les femmes du groupe intervention ont été invitées à 5 vagues de

dépistage tous les 18 à 24 mois par initialement 2 incidences de mammographie puis 1 lors

des vagues suivantes. Toutes les femmes du groupe témoin ont été invitées au dépistage à

partir de 1992.

. Critère de jugement: mortalité par cancer du sein. Les causes de décès ont été obtenues par

le Registre Suédois des Causes de Décès.

. Résultats : seuls les chiffres de la nouvelle cohorte seront utilisés dans notre étude.

Tableau n°7

9 ans de suivi



Mortalité globale 402/9 581 300/8 212

Le taux d’observance variait entre 75 et 80%.

Il n’y a pas de différence significative sur la mortalité par cancer du sein à 9 ans de suivi

(RR=0,65 [0,39-1,08]) lorsque seuls les chiffres de la nouvelle cohorte sont pris en compte. Il

n’y a pas de donnée concernant le suivi à 13 ans.

. Biais :

- randomisation : les groupes ne sont pas équitables en terme de nombre en raison

d’une erreur administrative, les personnes nées en 1934 ont toutes été affiliées au

47

groupe intervention sans randomisation. De plus pour cause de raisons financières,

certaines années il n’y a pas eu d’invitation au dépistage, et d’autres années 2 à 3

cohortes de femmes ont été invitées au dépistage en même temps.

- exclusions post randomisation : absence de donnée.

- biais sur l’utilisation d’un sous groupe constitué à postériori. La sélection des

femmes a été différente : un premier groupe a été constitué par des femmes de 45

à 50 ans vivant à Malmö entre 1978 et 1990, un second groupe était issu du

premier essai de Malmö (MMST1) et sélectionné sur un critère d’âge (femmes de

45 à 50 ans).

Il s’agit d’une étude de moins bonne qualité méthodologique.

- Stockholm (29,50-53)

. Population : femmes de 40 à 64 ans du sud est de la ville.

. Contexte : l’étude a commencé en 1981.

. Randomisation : les femmes nées entre le 1er

et le 10, et du 21 au 30 de chaque mois ont été

affectées au groupe intervention soit 38 525 femmes. Les femmes nées entre le 11 et le 20 de

chaque mois ont été affectées au groupe témoin soit 20 651 femmes.

. Type d’intervention : l’intervention consiste en 2 vagues de dépistage par mammographie

seule, une vue oblique à 2 ans d’intervalle. Les femmes du groupe contrôle n’ont subi aucune

intervention jusqu’à être invitées au dépistage à partir de 1986.

. Critère de jugement: mortalité par cancer du sein. Il n’y a pas d’information concernant

l’attribution des causes de décès de manière aveugle ou non.

48

. Résultats :

Tableau n°8

7 ans de suivi


Mortalité par cancer

du sein

Tout âge 53/38 525 40/20 651

< 50 ans 20/14 842 12/7 103

> ou = 50 ans 33/25 476 28/12 840

Mortalité globale

Tout âge 1 768/39 139 1 036/20 978

<50 ans 274/14 303 172/8 021

> ou = 50 ans 1 494/24 836 864/12 957

Le taux d’observance était de 80% pour les 2 vagues de dépistage.

A 7 ans de suivi il n’y a pas de différence significative sur la mortalité par cancer du sein

entre les 2 groupes.

. Biais :

- exclusions post randomisation : pas de donnée.

- randomisation : les femmes nées d’une part entre le 1er

et le 10, et d’autre part

entre le 21 et le 30 de chaque mois ont été affectées au groupe intervention soit

38525 femmes. Les femmes nées entre le 11 et le 20 de chaque mois ont été

affectées au groupe témoin soit 20651 femmes. Il existe une variation des effectifs

selon les publications et un déséquilibre significatif d’effectifs entre les 2 groupes

pour la seconde vague de dépistage de 508 femmes en moins dans le groupe

dépisté (35,51).

- attribution de la cause de décès : on ne sait pas si les causes de décès ont été

déterminées de manière aveugle.


49

- Canada 1, NBSS 1(National Breast Screening Study ) (54-57)

. Population : femmes de 40 à 49 ans, volontaires, sans antécédent de cancer du sein, n’ayant

pas eu de mammographie lors des 12 derniers mois et qui ne sont pas enceintes. Le

recrutement a été fait par le biais de petites annonces et de médecins.

. Contexte : à partir de janvier 1980. Le recrutement a duré jusqu’en mars 1985 dans 15

centres au Canada et le dépistage s’est poursuivi jusqu’en 1988.

. Randomisation : la randomisation a été réalisée sur une base individuelle après

stratification par tranche d’âge de 5 ans et par centre. Toutes les femmes ont été soumises à un

examen clinique, à un questionnaire et à une formation sur l’autopalpation mammaire avant

randomisation.

. Type d’intervention : le groupe intervention a été invité à 5 vagues de dépistage annuelles

comprenant un examen clinique et une mammographie de 2 incidences (cranio-caudal et

médio-latéral jusqu’en 1985 puis cranio-caudal et oblique). Le groupe témoin a été invité à

répondre à un questionnaire annuel.

. Critères de jugement : mortalité par cancer du sein et mortalité totale. Les causes de décès

étaient obtenues sur les certificats de décès. Dans certains cas (mortalité par cancer du sein,

cause inconnue, mortalité par cancer du poumon, foie ou colon), des vérifications étaient

effectuées.

. Résultats :

59 femmes ont été exclues : refus, erreurs, dossiers égarés.

50

Tableau n°9




Mortalité par cancer du sein 38/25 214 28/25 216 105/25 214 108/25 216

Mortalité globale 159/25 214 156/25 216 413/25 214 413/25 216

Mortalité cardiovasculaire 21/25 214 16/25 216 54/25 214 43/25 216

Mortalité par autres cancers 76/25 214 87/25 216 196/25 214 210/25 216

Le taux d’observance était de 86 à 99% dans le groupe intervention et d’environ 94% dans le

groupe témoin.

Il n’y a pas de différence significative sur la mortalité par cancer du sein à 8 et 13 ans entre

les 2 groupes.

. Biais :

- randomisation : les résultats montraient qu’il existait plus d’atteinte ganglionnaire

dans le groupe intervention mais une étude a prouvé qu’il n’y a pas eu de

falsification de la randomisation (57). La randomisation a été effectuée après

examen clinique donc de manière non aveugle. De plus, les femmes de cette étude

ont eu une démarche volontaire (réponse à une campagne de sollicitation).

- contamination du groupe contrôle : 26%.

- intervention : mammographie associée à un examen clinique pour le groupe

intervention.

- qualité des mammographies : une étude a été réalisée quand à la qualité des

mammographies qui s’est révélée adéquate (56).


- Canada 2, NBSS 2 (National Breast Screening Study ) (58,59)

. Population : femmes de 50 à 59 ans, sans antécédent de cancer du sein, n’ayant pas eu de

mammographie dans les 12 derniers mois, volontaires et qui ne sont pas enceintes.

51

. Contexte : à partir de janvier 1980. Le recrutement a duré jusqu’en mars 1985 dans 15

centres au Canada et le dépistage s’est poursuivi jusqu’en 1988.

. Randomisation : la randomisation a été réalisée sur une base individuelle après

stratification par tranche d’âge de 5 ans et par centre. Toutes les femmes ont été soumises à un

examen clinique, à un questionnaire et à une formation sur l’autopalpation mammaire avant

randomisation.

. Type d’intervention : les femmes du groupe intervention ont bénéficié de 5 vagues de

dépistage 1 fois par an avec mammographie 2 incidences : cranio-caudale et médio-latérale

jusqu’en 1985 puis cranio-caudal et médio-latérale oblique et examen clinique. Les femmes

du groupe témoin ont bénéficié d’un examen clinique annuel.

. Critères de jugement : mortalité par cancer du sein et mortalité globale. Dans certains cas

(mortalité par cancer du sein, cause inconnue, mortalité par cancer du poumon, foie ou colon),

des vérifications étaient effectuées.

. Résultats : 54 femmes ont été exclues : non invitées au dépistage, inéligibles, refus.

Tableau n°10




Mortalité par cancer du sein 38/19 711 39/19 694 107/19 711 105/19 694

Mortalité globale 253/19 711 250/19 694 734/19 711 690/19 694

Mortalité cardiovasculaire 46/19 711 54/19 694 148/19 711 144/19 694

Mortalité par autres cancers 131/19 711 121/19 694 376/19 711 313/19 694

Le taux d’observance est de 87 à 90% dans le groupe intervention et de 89% dans le groupe

témoin.

Il n’y a pas de différence significative entre les 2 groupes à 8 et 13 ans de suivi.

52

. Biais :

- randomisation : celle-ci a été effectuée après examen clinique donc de manière non

aveugle. De plus, les femmes de cette étude ont eu une démarche volontaire

(réponse à une campagne de sollicitation).

- biais de contamination : 17% du groupe témoin ont bénéficié d’au moins une

mammographie.

- intervention : mammographie associée à un examen clinique pour le groupe

intervention.

- qualité des mammographies : des doutes ont été soulevés sur la qualité des

mammographies qui s’est révélée adéquate.


- Les 2 Comtés Suédois : Kopparberg et Östergötland (60-70)

. Population : femmes de 40 à 74 ans.

. Contexte : l’étude a débuté en 1977 à Kopparberg et en 1978 à Östergötland. Les résultats

de ces 2 essais ont été associés du fait de leur méthode similaire.

. Randomisation : la randomisation a été effectuée par grappes en fonction des zones

géographiques. A Kopparberg : division en 7 blocs, chaque bloc a été divisé en 3 unités : 2

des unités ont été affectées au groupe intervention et l’autre unité au groupe témoin. A

Östergötland : division en 12 blocs, chaque bloc a été divisé en 2 unités : 1 pour le groupe

intervention et 1 pour le groupe témoin.

. Type d’intervention : les femmes du groupe intervention ont bénéficié de deux vagues de

dépistage : une mammographie 1 vue (médio latérale oblique) tous les 24 mois pour les

femmes de 40 à 49 ans et tous les 33 mois pour les femmes de plus de 49 ans. Les femmes du

groupe témoin n’ont bénéficié d’aucune intervention jusqu’à leur entrée dans la campagne de

dépistage 7 à 8 ans après la randomisation.

53

. Critère de jugement : mortalité par cancer du sein. Il n’y a pas d’information concernant

l’attribution des causes de décès de manière aveugle ou non.

. Résultats :

Tableau n°11

7 ans de suivi

Mortalité par cancer

du sein

Mortalité globale


Kopparberg

Tout âge 71/39051 52/18846 3369/38589 1582/18582

< 50 ans 12/9625 8/5053 166/9582 70/5031

> ou = 50 ans 59/29426 44/13793 3203/29007 1512/13551

Ostergotland

Tout âge 53/39034 67/37936 3203/38491 3154/37403

< 50 ans 11/10312 10/10625 184/10262 200/10573

> ou = 50 ans 42/28722 57/27311 3019/28229 2954/26830

Tableau n°12

14 ans de suivi

Mortalité par cancer du

sein

Mortalité globale


Kopparberg

Tout âge 126/38589 104/18582 6034/38568 2796/18479

< 50 ans 22/9582 16/5031 309/9650 137/5009

> ou = 50 ans 104/29007 88/13551 5725/28918 2659/13470

Ostergotland

Tout âge 135/38491 173/37403 4829/38942 4686/37675

< 50 ans 23/10262 23/10573 265/10285 288/10459

> ou = 50 ans 112/28229 150/26830 4564/28657 4398/27216

Le taux d’observance était de 89%.

A 7 et 14 ans de suivi il y a une différence significative sur la mortalité par cancer du sein

entre 2 groupes de 50 à 74 ans dans les 2 comtés.

. Biais :

- exclusions à postériori : il n’y a pas de donnée concernant les exclusions à

postériori.

- randomisation : le nombre de femmes dans chaque groupe diffèrent selon les

publications. La qualité de la randomisation n’est pas vérifiable.

54

- biais sur l’attribution des causes de décès : les causes de décès ont été déterminées

de manière non aveugle. Sur une méta-analyse suédoise il existe une différence du

nombre de décès entre les chiffres des publications et l’utilisation des données

brutes dans le registre National Suédois des causes de décès (30). Les doutes n’ont

pas été levés par les auteurs.


- New York HIP (71-77)

. Population : les femmes assurées médicalement de 40 à 64 ans ont été incluses. Les femmes

aux ATCD de cancer du sein et les femmes enceintes ont été exclues de l’étude.

. Contexte : l’essai a débuté en 1963, 23 cabinets médicaux sur 31 appartenant à l’Health

Insurance Plan ont participé à l’étude.

. Randomisation : les femmes ont été appariées selon leur âge, le nombre de membres de la

famille, la profession du membre de la famille assuré et la randomisation a été individuelle.

. Type d’intervention : les femmes du groupe intervention ont été invitées à un premier

examen comprenant une mammographie avec 2 incidences (cranio-caudal et latéral) avec une

double lecture, un examen clinique indépendant et un questionnaire puis à 3 autres vagues de

dépistage (examen clinique + mammographie 1 incidence) tous les ans.

Les femmes du groupe témoin n’ont subi aucune intervention.

. Critère de jugement : mortalité par cancer du sein. Les causes de décès étaient déterminées

de manière indépendante via les certificats de décès et les données hospitalières.

55

. Résultats :

Tableau n°13




Mortalité par

cancer du sein

81/31 000 124/31 000 218/3 1000 262/31 000

Mortalité

globale 890/31 000 940/31 000 2 062/30 239 2 116/30 765

Le taux d’observance était de 67%.

Il y a une différence significative sur la mortalité par cancer du sein à 8 ans de suivi. Cette

différence n’est plus significative à 14 ans de suivi.

. Biais :

- méthodes d’exclusions : elles ont différé selon le groupe : via le questionnaire

initial pour le groupe intervention et en fin d’étude pour le groupe témoin.

- biais d’observance du dépistage : 67%.

- intervention : examen clinique associé à la mammographie.

- randomisation : le nombre de femmes entre les 2 groupes diffère selon les

publications (groupe intervention : 30239, 30131,31000, groupe contrôle : 30756,

30565, 31000). Il y a plus de femmes exclues dans le groupe intervention ce qui

crée un biais en faveur du dépistage. Les données publiées ne permettent pas de

vérifier la qualité de la randomisation.

- qualité des mammographies.


- Edimbourg (78-82)

. Population : femmes de 45 à 64 ans dans 87 cabinets de médecin de ville (taux changeant

en fonction des études).

. Contexte : de 1978 à 1981.

56

. Randomisation : la randomisation a été réalisée par grappes, cabinet par cabinet.

. Type d’intervention : les femmes du groupe intervention ont bénéficié de 8 vagues de

dépistage : palpation mammaire annuelle et une mammographie 2 incidences (oblique et

cranio-caudale) initialement, puis une mammographie tous les 2 ans 1 incidence (oblique)

pour les vagues suivantes. Les femmes du groupe témoin ont reçu un prospectus concernant

l’autopalpation mammaire. Puis à partir de 1988 les femmes du groupe témoin on été invitées

au dépistage systématique par mammographie.

. Critère de jugement : mortalité par cancer du sein. Les causes de décès étaient obtenues par

les registres nationaux.

. Résultats :

Il y a eu 338 exclusions à postériori dans le groupe intervention contre 177 dans le

groupe témoin.

Tableau n°14

A 7 ans de suivi



Mortalité globale 1 274/23 226 1 490/21 904

L’observance est de 61% initialement et diminue au fur et à mesure des vagues de

dépistage.

Il n’y a pas de différence significative sur la mortalité par cancer du sein entre les 2

groupes.

. Biais :

- randomisation : la randomisation par grappes a provoqué une différence

importante en ce qui concerne le niveau socio-économique des patientes (53% des

femmes sont de haut niveau socio économique dans le groupe intervention contre

26% dans le groupe témoin). De ce fait les 2 groupes sont difficilement

comparables.

- biais d’observance du groupe intervention : 61%.

57

- exclusions post randomisation : il existe une large différence concernant les

exclusions à postériori pour ATCD de cancer du sein: 338 femmes ont été exclues

dans le groupe intervention contre 177 pour le groupe témoin ce qui affaiblit le

résultat du nombre de décès par cancer du sein.

- 3 généralistes ont changé de statut (de contrôle à intervention) au cours de l’étude

pour des raisons statistiques.

Cet essai est de faible qualité méthodologique.

2. Etudes non retenues

- Berglund 2000 (83)

Il s’agit d’un essai comparatif analysant la morbi-mortalité cardiovasculaire comprenant

plusieurs interventions dont la mammographie chez une population d’hommes et de femmes.

- Singapour 1994 (84)

Il s’agit d’un essai comparatif de 166600 femmes de 50 à 64 ans dont le critère de jugement

était la prévalence du dépistage. Les critères d’exclusions à postériori étaient les ATCD

d’autres cancers, 1182 femmes ont été exclues seulement du groupe intervention (468 étaient

déjà décédées).

- Inde 2010 (85)

Il s’agit d’un essai comparé randomisé ayant inclus 151538 femmes. L’intervention consistait

en un examen clinique des seins seul sans mammographie.

3. Synthèse

10 études ont été incluses (récapitulatif en annexe 3). Après analyse méthodologique de

chacune d’entre elles, 4 ont été classées en étude de bonne qualité méthodologique (UK Age

Trial, Malmö 1, NBSS1 et 2), 5 en étude de qualité méthodologique moyenne (Göteborg,

Malmö 2, Stockholm, 2 Comtés Suédois et New York) et une en mauvaise qualité

méthodologique (Edimbourg) dont les résultats ne seront pas pris en compte (annexe 4).

L’analyse à 7 ans de suivi a inclus 616 327 femmes et celle à 13 ans de suivi à inclus 539 634

femmes.

58

C. Extraction des données

1. Données manquantes dans les publications

Les auteurs de la revue Cochrane ont été contactés afin d’obtenir les données brutes, mais

cela n’a pas été possible. Nous avons donc utilisé pour ces données manquantes les

données publiées dans la revue Cochrane.

Tableau n°15

Données manquantes dans les études

New York -Mortalité globale à 7 ans

Göteborg

-Mortalité par cancer du sein par sous groupe d’âge à 7 ans

-Mortalité globale à 7 ans

Malmö 1



- Mortalité globale par sous groupe d’âge à 13 ans

2 Comtés Suédois



- Mortalité globale par sous groupe d’âge à 13 ans

Stockholm



2. Différence de chiffres entre les publications primaires et les chiffres de

la revue Cochrane

La mortalité globale à 7 ans dans l’étude 2 Comtés Suédois.

3. Standardisation des effectifs totaux

Tableau n°16

Etudes concernées par la standardisation des effectifs totaux

New York Effectifs à 13 ans

Göteborg Effectifs à 7 et 13 ans

Malmö 1 Effectifs à 13 ans

2 Comtés Suédois Effectifs à 7 et 13 ans

Stockholm Effectifs à 7 ans

59

4. Calcul du critère de jugement principal pour l’analyse

Mortalité non liée au cancer du sein = mortalité globale – mortalité par cancer du sein

D. Résultats de la méta-analyse

1. Mortalité non liée au cancer du sein, suivi à 7 ans

- Tout âge confondu

Study or Subgroup

2.1.1 Etudes de bonne qualité méthodologique

Canada 1980, NBSS1

Canada 1980, NBSS2

Malmo 1, 1976

UK Age Trial 1991

Subtotal (95% CI)

Total events

Heterogeneity: Chi² = 0.22, df = 3 (P = 0.97); I² = 0%

Test for overall effect: Z = 0.53 (P = 0.60)

2.1.2 Etudes de moins bonne qualité méthodologique

Goteborg 1982

Kopparberg 1977

Malmo 2, 1978

New York 1963

Ostergotland 1978

Stockholm 1981

Subtotal (95% CI)

Total events



Total (95% CI)

Total events



Test for subgroup differences: Not applicable

Events

121

215

1714

855

2905

493

3338

373

809

3195

1687

9895

12800

Total

25214

19711

21088

53884

119897

20724

39051

9581

31000

39034

38525

177915

297812

Events

128

211

1743

1724

3806

719

1552

267

816

3132

980

7466

11272

Total

25216

19694

21195

106956

173061

28809

18846

8212

31000

37936

20651

145454

318515

Weight

1.2%

1.9%

14.8%

10.5%

28.5%

5.4%

17.8%

2.6%

7.4%

27.1%

11.3%

71.5%

100.0%

M-H, Fixed, 95% CI

0.95 [0.74, 1.21]

1.02 [0.84, 1.23]

0.99 [0.92, 1.06]

0.98 [0.91, 1.07]

0.99 [0.94, 1.04]

0.95 [0.85, 1.07]

1.04 [0.98, 1.11]

1.21 [1.03, 1.41]

0.99 [0.90, 1.09]

0.99 [0.94, 1.04]

0.92 [0.85, 1.00]

1.00 [0.97, 1.03]

0.99 [0.97, 1.02]

Experimental Control Odds Ratio Odds Ratio

M-H, Fixed, 95% CI

0.5 0.7 1 1.5 2

Favours experimental Favours control

60

- < 50 ans

Study or Subgroup

1.2.1 Etudes de nonne qualité méthodologique

Canada 1980, NBSS1

UK Age Trial 1991

Subtotal (95% CI)

Total events




Goteborg 1982

Kopparberg 1977

Malmo 2, 1978

Ostergotland 1978

Stockholm 1981

Subtotal (95% CI)

Total events



Total (95% CI)

Total events




Events

121

855

976

171

155

373

174

264

1137

2113

Total

25214

53884

79098

10821

9625

9581

10312

14842

55181

134279

Events

128

1724

1852

174

62

267

191

140

834

2686

Total

25216

106956

132172

13101

5053

8212

10625

7103

44094

176266

Weight

5.9%

53.0%

58.9%

7.2%

3.7%

12.9%

8.6%

8.7%

41.1%

100.0%

M-H, Fixed, 95% CI

0.95 [0.74, 1.21]

0.98 [0.91, 1.07]

0.98 [0.91, 1.06]

1.19 [0.96, 1.48]

1.32 [0.98, 1.77]

1.21 [1.03, 1.41]

0.94 [0.76, 1.15]

0.90 [0.73, 1.11]

1.09 [1.00, 1.20]

1.03 [0.97, 1.09]


M-H, Fixed, 95% CI

0.5 0.7 1 1.5 2


- ≥ 50 ans

Study or Subgroup


Canada 1980, NBSS2

Subtotal (95% CI)

Total events

Heterogeneity: Not applicable



Goteborg 1982

Kopparberg 1977

Ostergotland 1978

Stockholm 1981

Subtotal (95% CI)

Total events



Total (95% CI)

Total events




Events

215

215

321

3190

3030

1499

8040

8255

Total

19711

19711

9903

29426

28722

25476

93527

113238

Events

211

211

543

1495

2950

828

5816

6027

Total

19694

19694

15708

13793

27311

12840

69652

89346

Weight

3.4%

3.4%

6.6%

29.4%

43.8%

16.8%

96.6%

100.0%

M-H, Fixed, 95% CI

1.02 [0.84, 1.23]

1.02 [0.84, 1.23]

0.94 [0.81, 1.08]

1.00 [0.94, 1.07]

0.97 [0.92, 1.03]

0.91 [0.83, 0.99]

0.97 [0.93, 1.00]

0.97 [0.94, 1.00]


M-H, Fixed, 95% CI

0.5 0.7 1 1.5 2


61

2. Mortalité non liée au cancer du sein, suivi à 13 ans

- Tout âge confondu

Study or Subgroup


Canada 1980, NBSS1

Canada 1980, NBSS2

Malmo 1, 1976

UK Age Trial 1991

Subtotal (95% CI)

Total events




Goteborg 1982

Kopparberg 1977

New York 1963

Ostergotland 1978

Subtotal (95% CI)

Total events



Total (95% CI)

Total events




Events

308

627

2448

855

4238

1386

5911

1896

4638

13831

18069

Total

25214

19711

21088

53884

119897

21650

38589

31000

38491

129730

249627

Events

305

585

2483

1724

5097

2137

2708

1870

4479

11194

16291

Total

25216

19694

21195

106956

173061

29961

18582

31000

37403

116946

290007

Weight

2.0%

3.8%

14.9%

7.7%

28.5%

11.4%

21.0%

11.9%

27.1%

71.5%

100.0%

M-H, Fixed, 95% CI

1.01 [0.86, 1.18]

1.07 [0.96, 1.20]

0.99 [0.93, 1.05]

0.98 [0.91, 1.07]

1.00 [0.96, 1.04]

0.89 [0.83, 0.96]

1.06 [1.01, 1.11]

1.01 [0.95, 1.08]

1.01 [0.96, 1.05]

1.01 [0.98, 1.03]

1.00 [0.98, 1.03]


M-H, Fixed, 95% CI

0.5 0.7 1 1.5 2


62

- < 50 ans

Study or Subgroup


Canada 1980, NBSS1

Malmo 1, 1976

UK Age Trial 1991

Subtotal (95% CI)

Total events




Goteborg 1982

Kopparberg 1977

Ostergotland 1978

Subtotal (95% CI)

Total events



Total (95% CI)

Total events




Events

308

167

855

1330

375

285

241

901

2231

Total

25214

3987

53884

83085

11724

9582

10262

31568

114653

Events

305

153

1724

2182

447

122

268

837

3019

Total

25216

4067

106956

136239

14217

5031

10573

29821

166060

Weight

12.6%

6.1%

47.6%

66.3%

16.4%

6.5%

10.8%

33.7%

100.0%

M-H, Fixed, 95% CI

1.01 [0.86, 1.18]

1.12 [0.89, 1.40]

0.98 [0.91, 1.07]

1.00 [0.93, 1.07]

1.02 [0.89, 1.17]

1.23 [1.00, 1.53]

0.92 [0.78, 1.10]

1.03 [0.93, 1.13]

1.01 [0.96, 1.07]


M-H, Fixed, 95% CI

0.5 0.7 1 1.5 2


- ≥ 50 ans

Study or Subgroup


Canada 1980, NBSS2

Malmo 1, 1976

Subtotal (95% CI)

Total events



1.6.2 Etudes de moins bonne qualité méthodlogique

Kopparberg 1977

Ostergotland 1978

Subtotal (95% CI)

Total events



Total (95% CI)

Total events




Events

627

2283

2910

5639

4384

10023

12933

Total

19711

17101

36812

29007

28229

57236

94048

Events

585

2333

2918

2587

4186

6773

9691

Total

19694

17128

36822

13551

26830

40381

77203

Weight

6.3%

22.3%

28.6%

31.4%

40.0%

71.4%

100.0%

M-H, Fixed, 95% CI

1.07 [0.96, 1.20]

0.98 [0.92, 1.04]

1.00 [0.95, 1.05]

1.02 [0.97, 1.08]

0.99 [0.95, 1.04]

1.01 [0.97, 1.04]

1.00 [0.98, 1.03]


M-H, Fixed, 95% CI

0.5 0.7 1 1.5 2


63

3. Mortalité liée à des causes cardiovasculaires

- Suivi à 8 ans

Study or Subgroup

Canada 1980, NBSS1

Canada 1980, NBSS2

Malmo 1, 1976

Total (95% CI)

Total events



Events

21

46

721

788

Total

25214

19711

21088

66013

Events

16

54

673

743

Total

25216

19694

21195

66105

Weight

2.2%

7.5%

90.3%

100.0%

M-H, Fixed, 95% CI

1.31 [0.68, 2.52]

0.85 [0.57, 1.26]

1.08 [0.97, 1.20]

1.07 [0.96, 1.18]


M-H, Fixed, 95% CI

0.2 0.5 1 2 5


- Suivi à 13 ans

Study or Subgroup

Canada 1980, NBSS1

Canada 1980, NBSS2

Total (95% CI)

Total events



Events

54

148

202

Total

25214

19711

44925

Events

43

144

187

Total

25216

19694

44910

Weight

23.1%

76.9%

100.0%

M-H, Fixed, 95% CI

1.26 [0.84, 1.88]

1.03 [0.82, 1.29]

1.08 [0.88, 1.32]


M-H, Fixed, 95% CI

0.1 0.2 0.5 1 2 5 10


64

4. Mortalité liée à d’autres cancers que le cancer du sein

- Suivi à 8 ans

Study or Subgroup

Canada 1980, NBSS1

Canada 1980, NBSS2

Malmo 1, 1976

Total (95% CI)

Total events



Events

76

131

644

851

Total

25214

19711

21088

66013

Events

87

121

673

881

Total

25216

19694

21195

66105

Weight

10.1%

14.0%

75.9%

100.0%

M-H, Fixed, 95% CI

0.87 [0.64, 1.19]

1.08 [0.84, 1.39]

0.96 [0.86, 1.07]

0.97 [0.88, 1.07]


M-H, Fixed, 95% CI

0.2 0.5 1 2 5


- Suivi à 13 ans

Study or Subgroup

Canada 1980, NBSS1

Canada 1980, NBSS2

Total (95% CI)

Total events



Events

196

376

572

Total

25214

19711

44925

Events

210

313

523

Total

25216

19694

44910

Weight

40.4%

59.6%

100.0%

M-H, Fixed, 95% CI

0.93 [0.77, 1.13]

1.20 [1.04, 1.40]

1.09 [0.97, 1.23]


M-H, Fixed, 95% CI

0.1 0.2 0.5 1 2 5 10


65

V. DISCUSSION

A. Intérêts de cette méta-analyse

Une méta-analyse consiste en une synthèse quantifiée, exhaustive, rigoureuse et

reproductible des résultats d’essais cliniques correspondants à une question thérapeutique

donnée. La réalisation d’une méta-analyse permet d’augmenter la puissance statistique de la

recherche d’un effet thérapeutique et de répondre à une question non posée initialement par

les essais (86). Les résultats de la méta-analyse sur le dépistage du cancer du sein, réalisée en

2009 par le réseau Cochrane, ont conclu à une diminution de la mortalité par cancer du sein à

7 et 13 ans de suivi sans diminution de la mortalité globale (36). Aussi, la question d’un effet

potentiellement néfaste du dépistage du cancer du sein par mammographie se posait. En tant

que médecins généralistes prescripteurs du dépistage, et désireux d’informer correctement les

patientes sur les bénéfices et les risques liés au dépistage, nous avons effectué une méta-

analyse en utilisant comme critère de jugement principal la mortalité non liée au cancer du

sein dans les groupes de femmes dépistées par la mammographie et les femmes non dépistées.

Ce critère, non étudié dans la littérature, a permis de savoir s’il existait ou non une

surmortalité liée au dépistage.

B. Limites de cette méta-analyse

Néanmoins cette analyse comporte de nombreux biais que nous allons détailler ci-

dessous.

1. Biais liés à l’évaluation de la cause de décès :

- différence de résultats selon les publications pour une même étude

Les résultats issus des publications pour une même étude pouvaient être différents sans que

l’on puisse en appréhender les raisons. Pour exemple nous prendrons le cas de l’étude

Östergötland où le nombre de décès reportés dans l’étude est différent du nombre de décès

enregistrés dans les registres nationaux (30,70).En effet, on retrouve 10 décès supplémentaires

dans le groupe intervention dans les registres nationaux par rapport à l’étude Östergötland

66

(respectivement 177 versus 167) et 23 décès de moins dans le groupe contrôle dans les

registres nationaux par rapport à l’étude Östergötland (respectivement 190 versus 213). Cette

différence n’a pas été explicitée par les auteurs.

- méthode d’attribution des causes de décès

Les études ont utilisées les registres nationaux pour répertorier les causes de décès ; les

chercheurs ne savaient pas dans quel groupe (intervention ou contrôle) étaient les femmes

décédées. Seules les études des 2 Comtés Suédois et Stockholm ne précisent pas la manière

dont s’est effectuée le contage des décès.

- modification des diagnostics à posteriori

Dans l’étude Malmö 1 des examens anatomopathologiques post mortem ont été effectués sur

73% des 193 décès : 41 patients avaient au moins un autre cancer et il y a eu rectification des

causes de décès dans 3 cas. Dans cette étude, chez les 27% des femmes décédées non

autopsiées, on ne peut pas savoir si les causes de décès sont bien répertoriées (47).

- biais du fait que les décès liés aux effets secondaires des examens et des traitements

adjuvants ont été inclus avec les décès liés au cancer du sein

Le décès par cancer du sein a été pris au sens large avec inclusion des décès liés aux effets

secondaires des examens et des traitements adjuvants dans cette définition.

Pour exemple, la radiothérapie entraine une surmortalité cardiovasculaire et des cancers radio-

induits (87,88). Ces décès liés à la surmortalité cardiovasculaire et les cancers radio induits

par la radiothérapie ont été classés dans les décès liés au cancer du sein.

2. Biais liés au manque de puissance des études pour permettre un effet

sur la mortalité globale

Ce critère était nécessaire dans notre analyse afin de calculer la mortalité non liée au cancer

du sein (mortalité totale – mortalité par cancer du sein). La mortalité globale est un des

critères le plus pertinent pour évaluer l’effet d’une intervention. De plus, ce critère n’est pas

soumis au biais de mauvaise classification de décès (89). Dans notre méta analyse les essais

utilisés n’ont pas été conçus pour détecter un effet sur la mortalité globale. De plus, les

effectifs de ces études sont probablement trop faibles pour pouvoir démontrer un effet sur la

67

mortalité globale : la mortalité par cancer du sein ne représente que 5 à 10% de la mortalité

totale et le dépistage ne semble pas réduire de plus d’un 1/3 la mortalité par cancer du sein.

3. Biais liés au critère de jugement défini à posteriori

Pour effectuer notre méta analyse, nous avons défini un critère de jugement créé à postériori

et obtenu en effectuant la différence entre 2 autres critères de jugement eux-mêmes soumis à

des biais (mortalité globale-mortalité par cancer du sein= mortalité non liée au cancer du

sein).

4. Biais liés à la randomisation

Comme décrit plus haut, il existe de nombreux biais dans les études liés à la randomisation.

Etude Edimbourg : la randomisation par grappes cabinet par cabinet a entrainé une

différence de niveau socio-économique importante entre les 2 groupes : 53% des

femmes sont de haut niveau socio économique dans le groupe intervention contre 26%

dans le groupe témoin. De ce fait les groupes sont difficilement comparables.

Etude Göteborg : la randomisation par grappes et individuelle en fonction de l’année

de naissance avec un ratio différent du fait de limites logistiques entraine aussi un

biais méthodologique. En effet, le ratio groupe intervention sur groupe témoin est de

1,2 pour les femmes de 39 à 49 ans et de 1,6 pour les femmes de 50 à 59 ans. Ce ratio

plus important pour les femmes plus âgées peut constituer un biais en faveur du

dépistage du fait de la prévalence du cancer du sein plus forte dans cette tranche d’âge.

Etudes New York et 2 Comtés Suédois: les effectifs différents selon les publications

sans vérification possible de la qualité de la randomisation.

Etudes NBSS 1 et 2 : la randomisation a été effectuée après examen clinique donc de

manière non aveugle. De plus, les femmes de cette étude ont eu une démarche

volontaire (réponse à une campagne de sollicitation).

Etude Malmö 2 : les groupes ne sont pas équitables en terme de nombre en raison

d’une erreur administrative, les personnes nées en 1934 ont toutes été affiliées au

groupe intervention sans randomisation. De plus pour cause de raisons financières,

certaines années il n’y a pas eu d’invitation au dépistage, et d’autres années 2 à 3

cohortes de femmes ont été invitées au dépistage en même temps.

68

Etude Stockholm : les femmes nées d’une part entre le 1er

et le 10, et d’autre part entre

le 21 et le 30 de chaque mois ont été affectées au groupe intervention soit 38525

femmes. Les femmes nées entre le 11 et le 20 de chaque mois ont été affectées au

groupe témoin soit 20651 femmes.

5. Biais liés aux exclusions post randomisation

- Etude New York : les méthodes d’exclusion ont différé selon le groupe : via le

questionnaire initial pour le groupe intervention et en fin d’étude pour le groupe témoin.

- Dans plusieurs essais (Göteborg, Malmö 1 et 2, Stockholm, 2 Comtés Suédois), les

exclusions post randomisation ne sont pas explicitées.

- Etude Edimbourg : il y existe une large différence d’exclusions à postériori : 338 dans le

groupe dépisté versus 177 dans le groupe non dépisté.

6. Biais liés à la contamination du groupe contrôle

Il s’agit des mammographies effectuées pendant l’essai aux femmes du groupe contrôle. Les

estimations sont variables selon les études :

- 26% dans l’étude NBSS1.

- 24% dans l’essai Malmö 1.

- 17% dans l’étude NBSS2.

7. Biais liés à l’observance du dépistage

Les taux de participation sont différents selon les études :

- 61% dans l’étude Edimbourg.

- 67% dans l’étude New York.

- 70 à 74% dans l’essai Malmö 1.

- plus de 75% pour les autres essais.

8. Biais du fait de constitution d’un sous groupe à posteriori

Dans l’étude Malmö 2, la sélection des femmes a été différente : un premier groupe a été

constitué par des femmes de 45 à 50 ans vivant à Malmö entre 1978 et 1990, un second

69

groupe était issu du premier essai de Malmö (MMST1) et sélectionné sur un critère d’âge

(femmes de 45 à 50 ans).

9. Biais liés à l’inhomogénéité des interventions des différentes études

incluses

- Modalités liées à la mammographie

délai entre 2 mammographies

- 1 fois par an: UK Age Trial, NBSS1 et NBSS2, New York.

- tous les 18 à 24 mois : Göteborg, Malmö 1 et 2, Edimbourg et Stockholm.

- tous les 24 à 33 mois : 2 Comtés Suédois.

nombre d’incidences

- 2 incidences : NBSS1 et 2.

- 2 incidences puis une incidence: Goteborg, UK Age Trial, Malmö 1 et 2,

Edimbourg, New York.

- 1 incidence : 2 Comtés Suédois.

nombre de lectures

La double lecture a été réalisée seulement dans les essais New York et Göteborg.

contrôle qualité

La qualité des mammographies a progressé : la première étude New York a débuté en 1963 et

rend difficile la comparaison avec les mammographies actuelles (90).

- Mammographie associée à d’autres interventions selon les études chez les

femmes dépistées

Dans certaines études (NBSS 1 et 2, New York et Edimbourg), une palpation mammaire était

associée au dépistage par mammographie pouvant biaiser les résultats. En effet, une méta-

analyse sur le dépistage du cancer du sein en 2003 dont l’intervention consistait en une

palpation mammaire, a montré qu’il n’y avait pas de diminution de la mortalité par cancer du

sein mais qu’il existait une augmentation de la détection des lésions bénignes et donc

d’examens complémentaires (91).

70

10. Biais de parti pris

- Sur le choix des données incluses dans la méta-analyse

Etude Malmö 1 : la barrière d’âge utilisée pour les sous groupes est de 55 ans.

Afin de pouvoir inclure cette étude dans notre méta-analyse, nous avons décidé

d’inclure les données dans les sous groupes de moins et de plus de 50 ans.

Etude UK Age Trial : le suivi de l’essai est uniquement de 10 ans. Les données

ont été utilisées à la fois pour le suivi à 7 et 13 ans.

- Biais sur le classement des études par leur qualité méthodologique

Etudes NBSS1 et 2 : sont classées en études de bonne qualité méthodologique

par consensus. Toutefois, la randomisation a été effectuée après examen clinique

chez des femmes ayant répondu à une invitation et de ce fait, non représentantes de

la population générale.

Etude Edimbourg : notre analyse a jugé cette étude de mauvaise qualité

méthodologique : les groupes ne sont pas comparables du fait d’une part d’une

randomisation imparfaite et d’autre part des exclusions post randomisation inégales

entre les deux groupes. En outre, le taux d’observance de cette étude était faible

(61%). Ces raisons nous ont conduits à exclure de la méta-analyse cette étude.

C. Interprétation des résultats

Devant l’absence de résultat significatif de notre méta-analyse, il nous a semblé intéressant de

quantifier les limites d’un éventuel effet négatif du dépistage. Pour ce faire nous avons calculé

le taux annualisé (total des évènements/ (total des personnes x durée de suivi) que nous avons

multiplié par (1-OR) ce qui donnait soit le nombre de décès évités soit le nombre de décès

provoqués par le dépistage. Enfin pour avoir les bornes supérieures de ces décès nous avons

multiplié le taux annualisé par les bornes de l’IC de l’OR (annexe 5).

71

1. Tout âge confondu

- 7 et 13 ans de suivi

L’analyse ne retrouve pas de différence significative sur la mortalité non liée au cancer du

sein entre les groupes de femmes dépistées par mammographie et le groupe de femmes non

dépistées (respectivement OR=0,99 [0,97-1,02] et OR=1,00 [0,98-1,03]).

- Etudes de bonne qualité méthodologique

7 ans de suivi :

L’analyse exclut une surmortalité qui dépasserait 4% dans le groupe dépisté (OR=0,99 [0,94-

1,04]) ou 5% lorsque l’analyse est effectuée avec un IC de 99% (OR=0,99 [0,92-1,05])

(annexe 6), soit une surmortalité au maximum de 13 pour 100 000 femmes par an liée au

dépistage (annexe 5).

13 ans de suivi :

L’analyse exclut une surmortalité de plus de 4% liée au dépistage (OR=1,00 [0,96-1,04])

n’excédant pas 6% lorsque l’on effectue l’analyse avec IC de 99% (OR=1,00 [0,95-1,06])

(annexe 6), soit une surmortalité au maximum de 9 pour 100 000 femmes dépistées par an

(annexe 5).

- Etudes de moins bonne qualité méthodologique

7 ans de suivi :

Il n’y a pas de différence significative entre les 2 groupes OR=1,00 [0,97-1,03].

13 ans de suivi :

Il n’y a pas de différence significative entre les 2 groupes OR=1,01 [0,98-1,03].

En conclusion, cette méta-analyse a permis d’exclure la possibilité d’une

surmortalité non liée au cancer du sein dans le groupe dépisté de plus de 4% à 7 et 13

ans de suivi (6% si l’on reprend l’analyse avec un IC de 99% (annexe 6)) que l’on peut

estimer de 9 à 13 décès pour 100 000 femmes dépistées par an (annexe 5).

72

2. Sous groupe de femmes de moins de 50 ans

- 7 et 13 ans de suivi :

L’analyse ne retrouve pas de différence significative sur la mortalité non liée au cancer du

sein entre les groupes de femmes dépistées par mammographie et le groupe de femmes non

dépistées (respectivement OR=1,03 [0,97-1,09] et OR=1,01 [0,96-1,07]).


7 ans de suivi :

Il n’y a pas de différence significative entre les 2 groupes : OR=0,98 [0,91-1,06].

13 ans de suivi :



7 ans de suivi

On pourrait envisager un sur risque dans le groupe dépisté (OR=1,09 [1,00-1,20] ; analyse

avec IC 99% : OR=1,09 [0,97-1,23] (annexe 6)), soit une surmortalité maximale estimée à 54

pour 100 000 femmes dépistées par an (annexe 5). Ceci va dans le sens de certaines

recommandations (françaises, américaines, anglaises, européennes) qui ne préconisent un

dépistage systématique qu’à partir de 50 ans du fait d’une balance bénéfice risque défavorable

en dessous de cet âge (23,26,92,93).

13 ans de suivi


En conclusion, il n’y a pas de différence entre les 2 groupes à 7 et 13 ans de suivi

pour les femmes de moins de 50 ans. Cependant il existe une incertitude concernant la

possibilité d’un sur risque lié au dépistage à 7 ans de suivi dans cette tranche d’âge

pouvant aller jusqu’à 54 décès annuels pour 100 000 femmes dépistées (annexe 5).

73

3. Sous groupe de femmes de plus de 50 ans

- 7 et 13 ans de suivi

7 ans de suivi

Il n’y a pas de différence significative entre les 2 groupes. Il pourrait cependant exister une

possibilité d’une diminution de la mortalité non liée au cancer du sein dans le groupe dépisté

(OR=0,97 [0,94-1,00]) (test d’hétérogénéité nul I²=0%). Cette incertitude concernant la

tendance à la diminution de la mortalité non liée au cancer du sein dans le groupe dépisté

n’est pas en accord avec les résultats de la publication du réseau Cochrane qui retrouvent une

diminution significative de la mortalité par cancer du sein sans diminution de la mortalité

globale (36). Ceci peut-être expliqué par les nombreux biais des études utilisées pour cette

analyse (Cf. supra).

13 ans de suivi

Il n’y a pas de différence significative entre les 2 groupes : OR=1,00 [0,98-1,03]. Si un effet

négatif du dépistage existe, on peut l’estimer à 29 décès annuels pour 100 000 femmes

dépistées (annexe 5).


7 ans de suivi

Si l’on prend en compte la seule étude de bonne qualité méthodologique on ne retrouve pas de

différence entre les 2 groupes : OR=1,02 [0,84-1,23].Le nombre maximum de décès provoqué

par le dépistage est estimé à 35 pour 100 000 femmes dépistées par an (annexe 5).

13 ans de suivi



7 ans de suivi

Il n’y a pas de différence significative entre les 2 groupes. Il pourrait cependant exister une

possibilité d’une diminution de la mortalité non liée au cancer du sein dans le groupe dépisté :

OR=0,97 [0,93-1,00].

13 ans de suivi

Pas de différence significative entre les 2 groupes : OR= 1,01 [0,97-1,04].

74

Pour les femmes de plus de 50 ans, il n’y a pas de différence entre les 2 groupes

quelque soit la période de suivi. Les résultats retrouvent une incertitude concernant la

possibilité d’une tendance à une diminution de la mortalité non liée au cancer du sein

dans le groupe dépisté. A 13 ans de suivi, si un effet négatif du dépistage existe, on peut

l’estimer à 29 décès annuels pour 100 000 femmes dépistées (annexe 5).

4. Mortalité cardiovasculaire

- 8 ans de suivi

Il n’y a pas de différence significative entre les 2 groupes : il existe une incertitude

concernant la possibilité d’un sur risque cardiovasculaire dans le groupe dépisté

(OR=1,07 [0,96-1,18]), soit une surmortalité maximale estimée à 25 pour 100 000 femmes

dépistées par an (annexe 5). Les effets secondaires des traitements et en particulier la

radiothérapie pourrait être une des composantes de ce sur risque.

- 13 ans de suivi


5. Mortalité par cancers autres que le cancer du sein :

- 8 ans de suivi

Il n’y a pas de différence entre les 2 groupes : OR=0,97 [0,88-1,07].

- 13 ans de suivi

Il n’y a pas de différence entre les 2 groupes. Il existe une incertitude concernant la

possibilité d’un sur risque dans le groupe dépisté à 13 ans de suivi (OR=1,09 [0,97-1,23])

soit une surmortalité maximale estimée à 21 décès pour 100 000 femmes dépistées par an

(annexe 5). L’hétérogénéité de cette analyse est forte I²=76%. D’après l’IARC (International

Agency for Research on Cancer) le nombre de décès liés aux radiations serait de 1 à 5 pour

100 000 femmes dépistées régulièrement à partir de 50 ans jusqu’à la fin de leur vie (94). Une

étude anglaise a évalué le nombre de décès par cancer radio induit à 11/100 000 pour les

femmes de plus de 50 ans (modèle mathématique à partir de cohortes de femmes atteintes de

tuberculose pulmonaire) (95).

75

6. Conclusion

Concernant la mortalité non liée au cancer du sein, cette méta-analyse ne retrouve

pas de différence significative entre les groupes de femmes dépistées par mammographie

et le groupe de femmes non dépistées à 7 et 13 ans de suivi quelque soit la qualité

méthodologique des études considérées et le sous groupe d’âge.

Si un effet négatif du dépistage existe, cette analyse permet d’en quantifier les

limites: soit une surmortalité maximale estimée à 4% à 7 et 13 ans de suivi tout âge

confondu, correspondant à une surmortalité maximale estimée entre 9 et 13 femmes

pour 100 000 femmes dépistées par an (annexe 5). Ceci est à mettre en balance avec les

effets positifs du dépistage que les auteurs du réseau Cochrane estimé à une vie

prolongée pour 2000 femmes invitées au dépistage sur 10 ans c'est-à-dire 5 pour 100 000

femmes par an (35).

D. Risques induits par le dépistage : faux positifs et sur diagnostic

1. Etat des lieux de l’information sur le dépistage

Une étude de Jorgensen et Gotzsche a analysé le contenu de 33 brochures incitatives envoyées

dans le cadre du dépistage dans 5 pays anglophones et scandinaves. Les auteurs ont montré

que 97% d’entre elles parlaient du bénéfice du dépistage sur la réduction de la mortalité par

cancer du sein, mais seulement 7 d’entre elles le chiffraient en termes relatifs. Aucune de ces

brochures ne mentionnaient un éventuel risque de sur diagnostic et de sur traitement. Enfin le

taux de rappel n’apparaissait que dans 19% des brochures mais en ne mentionnant le risque

que pour une seule mammographie et non le risque cumulé sur plusieurs vagues successives

de dépistage (96).

Une autre étude menée à travers 9 pays européens, dont la France, a montré que les femmes

en âge de se faire dépister surestimaient le bénéfice du dépistage par mammographie. Les

médecins généralistes, principale source d’information semblent participer à cette

surestimation du bénéfice (97).

76

2. Les faux positifs

- Pourcentage de rappel des femmes pour mammographie faussement

positive variable selon les pays :

Pays en dehors des Etats-Unis et de la France

- Dans l’étude Malmö 2, le taux de rappel (2nde

mammographie de contrôle) est de 4%.

Chaque année, 1260 femmes sur 100 000 ont eu une mammographie faussement positive et

ont du par conséquent avoir des investigations complémentaires (98).

- L’étude Stockholm retrouve un taux de faux positif de 4,1% pour la première vague de

dépistage par mammographie et de 2,6% pour la seconde vague (99).

- L’étude UK Age Trial retrouve un taux de faux positif de 4,9% lors de la première vague de

dépistage et de 3,2% lors de la seconde vague. Après 7 vagues de dépistage, le risque pour

une femme d’être rappelée pour une mammographie faussement positive est de 20,5% (100).

- Une étude norvégienne a étudié 159 747 femmes invitées au dépistage national, et retrouve

3,5% de faux positif pour la première vague et respectivement 2,2 et 2% pour les vagues

suivantes. Au total pour les femmes de 50 ans qui participent au dépistage à un rythme d’une

mammographie tous les 2 ans sur 20 ans (soit 10 vagues de dépistage), le risque cumulé d’un

rappel pour mammographie faussement positive est estimé à 20,8% (101).

Etats-Unis

Ce taux de rappel est plus important aux Etats Unis :

- Une étude rétrospective étasunienne a été effectuée sur 9 762 mammographies et 10 905

examens cliniques sur une période de 10 ans (soit en moyenne 4 vagues de dépistage par

mammographies et 5 vagues de dépistage par examen clinique des seins). Après 10

mammographies de dépistage pour une femme, le risque d’un rappel pour résultats

faussement positif est estimé à 1 chance sur 2 (49 %) (22% pour l’examen clinique) (102).

- Une étude a comparé l’efficacité du dépistage entre les Etats-Unis et le Royaume-Uni et a

montré que le taux de rappel est 2 fois plus important aux Etats-Unis (environ 13% contre

7,5% au Royaume-Uni). Ceci a été expliqué par les auteurs : il existe un taux beaucoup plus

élevé de poursuites judiciaires aux Etats-Unis incitant les praticiens à poursuivre les

investigations paracliniques. De plus les radiologues aux Etats-Unis doivent lire au minimum

480 mammographies pour répondre aux exigences de la Mammography Quality Standards

Act par an contre 5000 pour leurs homologues anglais. La double lecture au Royaume Uni et

77

la présence d’un dépistage organisé entrainent par l’évaluation du dépistage et la comparaison

avec les autres pays une amélioration des pratiques (103).

France

En France en 2008 le taux de rappel est de 12,2 % pour un premier dépistage et 8% pour les

dépistages suivants (12,3 et 8,3 % en 2007) (104). Pour mémoire, le taux de rappel acceptable

dans le référentiel européen est de moins de 7 % pour un premier dépistage et moins de 5 %

pour un dépistage suivant. Le taux du programme français peut donc apparaître élevé mais

cela est lié aux modalités d’organisation spécifique de ce programme : bilan de diagnostic

immédiat, deuxième lecture des négatifs.

- impact psychologique chez les patientes rappelées à tort

Ces chiffes montrent que de nombreuses femmes seront rappelées pour des mammographies

faussement positives avec les conséquences psychologiques que cela implique.

Une étude danoise a étudié l’impact psychologique d’une mammographie anormale chez 184

femmes dépistées avec mammographie anormale versus 140 femmes dépistées avec

mammographie normale. Chez les femmes ayant une mammographie anormale, il était noté

une augmentation de troubles anxieux, de troubles du comportement, du sentiment de

tristesse, de troubles du sommeil et de troubles de la sexualité (105). Dans une étude anglaise

le nombre de consultations médicales en rapport ou non avec la pathologie mammaire chez

les 496 femmes dépistées ayant une mammographie anormale était significativement

supérieur par rapport aux 496 femmes dépistées avec mammographie normale (RR=4.03

IC 95% [2.97-5.47]) (106).

3. Le sur diagnostic

L’incidence du cancer du sein a presque doublé en 25 ans alors qu’il y a une diminution

modeste de la mortalité par cancer du sein. Se pose alors la question du sur diagnostic.

Le sur diagnostic est défini comme le dépistage précoce d’un cancer qui ne serait jamais

devenu manifeste du vivant sans dépistage. Il peut s’agir :

- de cancers à croissance lente

- de cancers régressifs

- de cancers diagnostiqués avec un potentiel évolutif létal mais qui seraient restés

asymptomatique du fait d’un décès par une autre cause.

78

Dans l’étude Malmö, à 15 ans de suivi, le sur diagnostic est estimé à 10 % (107).

- fréquence élevée des lésions malignes asymptomatiques dans la population

En 1984, l’analyse des seins après autopsie médico-légale (morts naturelles, décès secondaires

à une chirurgie ou un traumatisme, overdose) a retrouvé chez 207 femmes australiennes âgées

de 15 à 97 ans 12% d’hyperplasie atypique et 13% de carcinome in situ (108).

Une étude danoise menée en 1984 sur 83 femmes autopsiées de plus de 20 ans (83 patientes

incluses consécutivement de novembre 1976 à mai 1977) a mis en évidence 25% de lésions

primitives malignes du sein (109).

Une autre étude danoise réalisée en 1986 chez 110 femmes âgée de 20 à 54 ans (110

autopsies médico-légales consécutives d’octobre 1983 à juillet 1984) a consisté en une

autopsie et des examens radiologiques des seins. Dans cette étude 20% des femmes avaient

une lésion maligne (110) .

Ces études autopsiques révèlent une fréquence non négligeable de lésions malignes

asymptomatiques dans la population. Il s’agit de cancers avec un potentiel évolutif létal mais

qui sont restés asymptomatiques du fait d’un décès par une autre cause.

- augmentation de l’incidence des cancers canalaires in situ

Selon C. Tunon, le CCIS serait une lésion de bon pronostic avec une mortalité faible (1.5 à

2% à 10 ans) (111). L’incidence du cancer CCIS a explosé depuis l’apparition du dépistage et

représenterait 15 à 30% des cancers contre 2 à 5% avant sa mise en route (112). Au Royaume-

Uni, son incidence a quadruplé depuis 1990 (113). Aux Etats-Unis, l’analyse de 653 833

mammographies entre 1996 et 1997 a retrouvé environ un diagnostic de CCIS pour 1300

mammographies (114).

Il n’existe actuellement aucun argument en dehors de certains critères cliniques (âge, type

histologique) pour séparer les CCIS sans potentiel évolutif des CCIS évolutifs. Ceci pose

question d’autant que sa prise en charge peut-être lourde : traitement chirurgical (traitement

conservateur ou mastectomie), radiothérapie le plus souvent, hormonothérapie dans certains

cas d’essais prospectifs randomisés (115,116).

On peut se poser raisonnablement la question de savoir quel aurait été le pourcentage

d’évolutivité de ces lésions chez des femmes non dépistées.

79

- évaluation du sur diagnostic dans le cadre du dépistage du cancer du sein

dans la littérature

Une étude australienne de modélisation montre que

- sur 1000 femmes de 50 ans qui ont eu 5 mammographies tous les 2 ans, 28 ont un

diagnostic de cancer invasif et 5 un diagnostic de cancers canalaires in situ.

- sur 1000 femmes de 50 ans qui ne seraient pas allées se faire dépister, 20 auraient un

diagnostic de cancer invasif.

Au final, cette étude révèle qu’un peu moins de la moitié des diagnostics de cancer

n’auraient pas eu de conséquence clinique sur ces 10 ans de suivi (117).

En Norvège, l’incidence cumulée de cancers invasifs du sein (les cancers in situ sont exclus) a

été comparée chez des cohortes de femmes appariées selon l’âge avant et après initiation du

dépistage du cancer du sein par mammographie tous les 2 ans. Les femmes du groupe

intervention ont été soumises à 3 dépistages sur 6 ans, les femmes du groupe contrôle ont été

invitées à une vague de dépistage au bout de 6 ans. A la fin des 6 années, le groupe dépisté

présentait un excès de diagnostic de 22% (1909 diagnostiques de cancer du sein dans le

groupe intervention pour 100 000 femmes versus 1564 pour 100 000 femmes dans le groupe

témoin soit RR=1,22 [1,16-1,3]). Le nombre de cancers détectés dans le groupe contrôle n’a

pas rattrapé celui du groupe témoin. Ceci soulève la possibilité que le cours naturel de certains

cancers invasifs détectés lors du dépistage est de régresser spontanément (1 cancer sur 5)

(118).

Une méta-analyse a comparé l’incidence de cancer du sein au moins 7 ans avant la mise en

place du dépistage organisé et 7 ans après son introduction. Le taux de sur diagnostic a été

estimé à 52% (IC 46% -58%) avec une hétérogénéité moyenne (I²=59%) (119).

De même entre 1996 et 2001 on constate une augmentation de l’incidence des cancers du sein

invasifs de l’ordre de 54% (IC 42%-66%) en Norvège et 45% (IC 41%-49%) en Suède (sans

inclusion des cancers canalaires in situ). Les auteurs concluent qu’un tiers des cancers invasifs

chez les patientes de 50 à 69 ans n’aurait pas eu d’expression clinique (120,121).

Au Danemark, l’incidence des cancers invasifs a été comparée dans 3 municipalités qui

avaient instauré le dépistage par mammographie en comparaison avec le reste du Danemark :

l’incidence des cancers invasifs a augmenté 3 à 5 ans après le dépistage mais est revenu à un

taux habituel par la suite. Les auteurs ont conclu en l’absence de sur diagnostic par excès

après la mise en route du dépistage (122).

80

En France, Junod évalue le sur diagnostic lié au dépistage à 76% dans la tranche d’âge 50-64

ans (IC 95% [0,67-0,85]) en comparant des cohortes d’âge similaires soumises ou non au

dépistage entre 1980 et 2005 et en tenant compte de certains facteurs de risque exogènes tels

que l’obésité, la prise de THS, la consommation d’alcool (123). Cette étude très récente de

publication internationale et de bonne qualité méthodologique provoque une grande

polémique comme la méta-analyse de Gotzche en son temps.

La quantification du sur diagnostic et du surtraitement qu’il implique, lié au dépistage

organisé est très complexe pour plusieurs raisons :

- de nombreux facteurs de risques connus: un âge de grossesse plus tardif, la prise

d’OP, de THS… ou inconnus sont apparus avec les années.

- dans le sein, de nombreuses lésions tumorales non prédictives d’une vraie maladie

cancéreuse existent et sont étiquetées à tort comme « cancer sous entendant maladie

agressive» par la biopsie.

- les matériels mammographiques sont de plus en plus performants et dépistent des

très petites lésions qui n’auraient jamais été visibles auparavant.

- l’augmentation du nombre de procès contribue probablement à des investigations

plus lourdes pour ne pas méconnaitre une lésion évolutive et ceci dans et en dehors du

dépistage organisé.

- pour la France, se rajoute la coexistence du dépistage organisé implanté très

progressivement et du dépistage individuel très présent sur le territoire.

Ces données sur le sur diagnostic et les faux positifs doivent être connues par les médecins

généralistes afin qu’ils puissent délivrer une information fondée sur les preuves et les

interrogations actuelles.

E. Effets du dépistage mis en place dans certains pays

- Au Royaume-Uni où le dépistage a été instauré en 1988 (une mammographie une vue tous

les 3 ans), on note une diminution de la mortalité par cancer du sein de 21,3% chez les

femmes de 55 à 69 ans dont 6,4% (5,4%-11,8%) attribuée au dépistage entre 1990 et 1998

(124).

81

Une autre étude anglaise a retrouvé entre 1989 et 2007 une baisse de la mortalité équivalente

par cancer du sein quelque soit l’âge et la présence ou non du dépistage (125):

- diminution de 41% chez les femmes de 40-49 ans (non invitées au dépistage)

- diminution de 41% chez les femmes de 50-59 ans (invitées au dépistage)

- et une diminution de 38% pour les femmes de 65 à 69 ans (invitées au dépistage).

- Une étude danoise a retrouvé une diminution de 25% de la mortalité par cancer du sein

(RR=0,75 IC 95% [0,63-0,89]) dans la région de Copenhague où le dépistage était en place

versus le reste du pays (comparaison entre les périodes 1981 et 1991 lorsque le dépistage

n’était pas mis en place puis entre 1991 et 2001 après la mise en place du dépistage) (126).

La relation entre dépistage et baisse de la mortalité a été discuté. En effet la diminution de la

mortalité par cancer du sein a eu lieu 3 ans après la mise en route du dépistage, le délai

apparaissant trop court pour conclure à un effet du dépistage. Une nouvelle étude danoise a

comparé 3 régions où le dépistage a été instauré en comparaison le reste du Danemark où le

dépistage organisé n’existait pas. Cette étude a montré que la baisse de la mortalité par cancer

du sein par an sur 10 ans de dépistage était de 1% chez les femmes dépistées (RR=0,99 IC

95% [0,96-1,01]) et de 2% chez les femmes non dépistées (RR=0,98 IC 95% [0,97-0,99]).

Cette baisse de mortalité par cancer du sein est également observée chez les femmes trop

jeunes pour bénéficier du dépistage avec sur 10 ans une réduction de 5% par an dans les zones

de dépistage (RR=0,95 IC 95% [0,92-0,98]) contre 6% par an dans le reste du pays (RR=0,94

IC 95% [0,92-0,95]).

Les auteurs ont conclu qu’il était impossible de prouver un effet du programme de dépistage

du cancer du sein sur la mortalité par cancer du sein au Danemark (127).

- Une étude norvégienne a comparé les taux d’incidence de décès par cancer du sein sur 4

groupes de femmes : 2 groupes qui de 1996 à 2005 vivaient dans des régions avec dépistage

ou sans dépistage et 2 groupes témoins historiques. La réduction relative de la mortalité par

cancer du sein dans le groupe des femmes dépistées était de l’ordre de 10% (p=0.13) mais

seulement 1/3 de cette réduction était liée au dépistage (128).

- Enfin une étude a comparé des pays voisins où la population, le système socioéconomique et

de santé sont comparables mais où le dépistage organisé a été mis en place avec une

différence de 8 à 10 ans (Suède/Norvège, Royaume-Uni/Irlande et Pays-Bas/Belgique). Cette

étude retrouve une réduction de la mortalité similaire dans les pays comparés sur la même

période quelque soit la période de mise en place du dépistage (129).

82

Ces résultats sont tous concordants pour montrer que la réduction de la mortalité par cancer

du sein semble plus en rapport avec l’amélioration des traitements qu’avec le dépistage.

Cependant il est impossible d’affirmer que le dépistage n’ait aucun impact sur la mortalité.

F. Remarques

Des éléments de réflexion ont été présentés aux 33èmes journées de la Société Française de

Sénologie et de Pathologie Mammaire qui s’est tenu à Marseille du 9 au 11 novembre 2011 :

- utilisation de courbes « longitudinales » :

Afin d’améliorer l’interprétation des taux d’incidence, l’utilisation des courbes longitudinales

par cohorte de naissance exposée aux mêmes facteurs de risque a été proposée par N

Bossard*. Cette analyse s’appuie sur le fait que les courbes d’âge dites « transversales»

(courbes reliant les taux à différents âges, une année donnée) ne prennent pas en compte

l’exposition aux facteurs de risque connus ou inconnus variables d’une génération à l’autre.

Les courbes longitudinales (courbes reliant les taux à tous les âges de femmes nées une même

année) font disparaitre ce biais (130).

- Théorie TOFT :

P-M Martin** a présenté la théorie TOFT (Tissue Organization Field Theory) découlant

d’observations expérimentales (131) et cliniques (régression spontanée de neuroblastomes

(132), contrôle de tumeurs hormonosensibles (prostate) (133)). Son hypothèse est que le

cancer n’est pas un phénomène purement de dysrégulation cellulaire autonome mais un

processus dépendant de l’organisation tissulaire avec des interactions entre les composantes

épithéliales et stromales. Cette théorie dans les années à venir, si elle est confirmée, pourrait

aider à une meilleure compréhension de l’hétérogénéité du développement des tumeurs avec

des conséquences dans la pratique médicale diagnostique et thérapeutique.

* : N.Bossard ** : P.M. Martin :

Hospices Civils de Lyon, Inserm, U911-CR02, 13000Marseille,

Service de Biostatistique, Faculté de Médecine, 13000 Marseille

Université de Lyon, 69000 Lyon,

Université Lyon 1, 69100 Villeurbanne,CNRS, UMR5558,Laboratoire de Biométrie et Biologie Evolutive,

Equipe Biostatistique Santé, 69100 Villeurbanne

83

G. Pour conclure

Notre propos n’est pas en l’état actuel des connaissances de ne pas recommander le dépistage

organisé. Toutefois, il semble indispensable de donner à la patiente l’information la plus

honnête et complète possible en n’éludant pas les risques liés à ce dépistage, risques qui

doivent être connus par les médecins et compris par les femmes concernées.

En France, depuis 2009, le Contrat d’Amélioration des Pratiques Individuelles a été proposé à

tous les médecins traitants libéraux afin d’améliorer leurs pratiques avec une rémunération

selon la performance (allant de 1500 euros à 4900 euros par an). Le taux d’observance au

dépistage organisé du cancer du sein est un des critères avec un objectif cible de 80% des

femmes en âge de se faire dépister. La nouvelle convention médicale pour 2012 prévoit la

généralisation de cette rémunération à la performance pour tous les médecins libéraux

(134,135). Cette prime aura pour possible conséquence d’induire en toute bonne foi des

modifications dans le comportement des médecins du fait de ce conflit d’intérêt potentiel.

84

VI. CONCLUSION

Nous n’avons pas trouvé de différence significative sur la mortalité non liée au cancer

du sein dans le groupe de femmes dépistées par mammographie versus non dépistées à 7 et 13

ans de suivi quelque soit l’âge et la qualité méthodologique des études considérées. S’il existe

un effet négatif du dépistage, cette méta-analyse permet d’en quantifier les limites : exclure

une surmortalité au delà de 4% liée au dépistage à 7 et 13 ans de suivi estimée entre 9 er 13

décès annuels pour 100 000 femmes dépistées.

Les effets néfastes du dépistage existent: sur diagnostic et faux positifs, qui peuvent

entrainer des conséquences notables d’un point de vue individuel et collectif (détresse

psychologique, traitements invasifs, nombre de consultations plus élevé et surcoût,…).

En pratique, les médecins généralistes sont en première ligne pour inciter les femmes

concernées à participer au programme de dépistage national organisé relayant les nombreuses

campagnes publicitaires incitatives (le mois d’octobre aussi appelé octobre rose pour

sensibiliser les femmes au dépistage du cancer du sein). Toutefois les données récentes

incitent à la prudence et les femmes concernées sont en droit de connaître les effets

potentiellement néfastes du dépistage afin de prendre la décision de manière éclairée de se

faire dépister ou pas. Le livre « No Mammo » écrit par Rachel Campergue à destination du

grand public sorti en octobre 2011 relance ce débat. Celui-ci n’est pas spécifique à la France

En effet il y a quelques semaines au Royaume-Uni, Susan Bewley, gynécologue-

obstétricienne, demandait que le programme de dépistage du cancer du sein du NHS soit

réévalué de façon indépendante. Mike Richards, clinicien en charge du cancer et des soins de

fin de vie au Ministère de la santé, affirmait qu’une réévaluation indépendante était en cours

(136,137).

En France, nous manquons de recul sur l’impact du dépistage organisé dont la mise en

place est récente (2004). Les résultats mitigés dans les autres pays où le dépistage existe

depuis de nombreuses années incitent à la prudence. Une réévaluation régulière de la balance

bénéfice-risque est nécessaire.

Il est difficile d’avancer des faits, du fait de la lourdeur des études, de leur inaptitude à

embrasser tous les éléments d’une situation complexe. La solution pourrait venir de la

construction de modèles de cette prise en charge, qui intégreraient tous les éléments de

variation du bénéfice avec un très bon niveau de preuve sur les mécanismes intermédiaires et

qui seraient validés par confrontation aux données observationnelles et aux essais cliniques.

85

VII. CONCLUSION POUR LA FACULTE

86

87

88

VIII. BIBLIOGRAPHIE

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screening programme on mortality from breast cancer in England and Wales, 1990-8:

comparison of observed with predicted mortality. BMJ. 2000 sept 16;321(7262):665-

669.

125. Mayor S. UK deaths from breast cancer fall to lowest figure for 40 years. BMJ.

2009;338:b1710.

126. Olsen AH, Njor SH, Vejborg I, Schwartz W, Dalgaard P, Jensen M-B, et al. Breast

cancer mortality in Copenhagen after introduction of mammography screening: cohort

study. BMJ. 2005;330(7485):220.

127. Jørgensen KJ, Zahl P-H, Gøtzsche PC. Breast cancer mortality in organised

mammography screening in Denmark: comparative study. BMJ. 2010;340:c1241.

128. Kalager M, Zelen M, Langmark F, Adami H-O. Effect of screening mammography on

breast-cancer mortality in Norway. N. Engl. J. Med. 2010 sept 23;363(13):1203-1210.

129. Autier P, Boniol M, Gavin A, Vatten LJ. Breast cancer mortality in neighbouring

European countries with different levels of screening but similar access to treatment:

trend analysis of WHO mortality database. BMJ. 2011;343:d4411.

97

130. Bossard N, Belot A et Remontet L. Les données d’incidence et de mortalité: la France

évolue t'elle comme les autres pays? Communication orale. 33 èmes Journées de la

Société Française de Sénologie et de Pathologie Mammaire. Marseille nov 2011.

131. Maffini MV, Soto AM, Calabro JM, Ucci AA, Sonnenschein C. The stroma as a crucial

target in rat mammary gland carcinogenesis. J. Cell. Sci. 2004 mars 15;117(Pt 8):1495-

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132. Haas D, Ablin AR, Miller C, Zoger S, Matthay KK. Complete pathologic maturation

and regression of stage IVS neuroblastoma without treatment. Cancer. 1988 août

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133. Debruyne F. Hormonal therapy of prostate cancer. Semin. Urol. Oncol. 2002 août;20(3

Suppl 1):4-9.

134. Convention nationale organisant les rapports entre les médecins libéraux et l’Assurance

Maladie signée le 26 juillet 2011.

135. Extrait du rapport de la Commission des Comptes de la Sécurité Sociale: fiche

éclairage « maladie ». 2011 sept;

136. Bewley S. The NHS breast screening programme needs independent review. BMJ.

2011;343:d6894.

137. Richards M. An independent review is under way. BMJ. 2011;343:d6843.

98

IX. ANNEXES

Annexe 1. Classification CIM 10

Tumeur maligne du sein : C50

- Comprend: tissu conjonctif du sein

- A l'exclusion de: peau du sein (C43.5 , C44.5 )

C50.0 Mamelon et aréole

C50.1 Partie centrale du sein

C50.2 Quadrant supéro-interne du sein

C50.3 Quadrant inféro-interne du sein

C50.4 Quadrant supéro-externe du sein

C50.5 Quadrant inféro-externe du sein

C50.6 Prolongement axillaire du sein

C50.8 Lésion à localisations contiguës du sein

C50.9 Sein, sans précision

Carcinome in situ du sein : D05

A l'exclusion de:

- carcinome in situ de la peau du sein ( D04.5 )

- mélanome in situ du sein (peau) ( D03.5 )

D05.0 Carcinome in situ lobulaire

D05.1 Carcinome in situ intracanalaire

D05.7 Autres carcinomes in situ du sein

D05.9 Carcinome in situ du sein, sans précision

99

Annexe 2. Fiche : Validité interne par type d’étude Centre Cochrane Français.

Questions essentielles à vérifier par type d’étude. http://tutoriel.fr.cochrane.org/fr , mai

2011

Etude thérapeutique

Objectif :

Montrer que l’amélioration des patients en fin d’étude n’est imputable qu’au seul effet du

traitement évalué.

Comment ?

Il faut une étude comparative avec un groupe recevant le traitement évalué et un groupe sans.

Les 2 groupes doivent être comparables au début et jusqu’à la fin de l’étude pour tous les

autres facteurs pronostiques.

L’essai contrôlé randomisé est l’étude phare dans ce cas, car elle tire au sort le traitement reçu

par chaque patient inclus dans l’étude. Ceci permet d'équilibrer les facteurs pronostiques entre

les 2 groupes de traitement au début de l’étude. Si la randomisation n’est pas possible, la

cohorte est à préférer à l’étude cas témoin puis à la série de cas.

Quels points devez-vous vérifier ?

1. Les sujets ont-ils été randomisés ?

Le tirage au sort permet de déterminer le groupe de traitement pour chaque patient, et

d’équilibrer les autres facteurs pronostiques entre les 2 groupes.

2. Les groupes étaient-ils comparables au début et à la fin de l’étude, en dehors du traitement

évalué ?

Même si la randomisation est bien faite, un déséquilibre peut survenir entre les 2 groupes,

concernant les facteurs pronostiques autres que le traitement évalué, du simple fait du hasard.

Vous devez donc vérifier si les sujets des 2 groupes sont similaires du point de vue de leurs

facteurs pronostiques et des traitements associés, en regardant le tableau 1 présentant les

caractéristiques des 2 groupes à l’inclusion.

3. Tous les patient inclus dans l’essai ont-ils été suivis jusqu’à la fin de

l’étude ?

La proportion de perdus de vue est équilibrée entre les 2 groupes, et de cause non liée au

traitement reçu.

4. Est-ce que l’essai a été réalisé en double aveugle ?

Le patient, le clinicien investigateur ne connaissent pas le groupe de traitement du patient. Si

le double aveugle n’est pas possible, l’évaluateur du critère de jugement clinique doit être en

aveugle.

5. Afin de prendre en compte la randomisation dans l’analyse, les patients ont-ils été analysés

dans le groupe où ils ont été randomisés initialement (analyse en intention de traiter) ?

100

Annexe 3. Récapitulatif des caractéristiques des études

pays-ville Année Age Intervention

UK Age

Trial

Angleterre,

Wales,

Ecosse

1991 39-41 Mammo 2 incidences puis 1

incidence

1x/an

Göteborg Göteborg,

Suède 1982 39-59

Mammo 2 incidences (1ère

vague) puis 1 incidence

/18 mois ; 4 à 5 vagues de

dépistage

Malmö Malmö,

Suède

MMST 1 :

1976

MMST2 :

1978

MMST1 :

44-68

MMST2 :

45-50

Mammo 2 incidences (2 1ères

vagues) puis 1 vue

/18 à 24 mois

5 vagues de dépistage

Stockholm Stockholm,

Suède 1981 40-64 Mammo 1 vue, /24 mois, 2

vagues de dépistage

Canada 15 centres,

Canada 1980

NBSS1 :

40-49

NBSS2 :

50-59

NBSS1 :

Formation autopalpation +

mammo 2 vues+ examen

clinique /an

T : formation autopalpation +

questionnaire annuel

NBSS2 :

Mammo 2 vues+ examen

clinique/an

T :formation autopalpation+

examen clinique/an

Edimbourg Edimbourg,

Ecosse 1978 45-64

I : mammo 2 incidences puis

1 incidence /24 mois et

palpation annuelle


T : autopalpation mammaire

2 Comtés

Suédois

Kopparberg,

Östergötland,

Suède

1977 Koppar

1978 Oster 40-74

2 vagues de dépistage une

mammo 1 vue/24 mois pour

les femmes de 40 à 49 ans et

tous les 33 mois pour les

femmes de plus de 49 ans

New York New York,

Etats-Unis 1963 40-64


annuelles : 1ère

vague :

mammo 2 vues+ examen

clinique+ questionnaire puis

mammo 1 vue et examen

clinique 1x/an

I : groupe intervention T : groupe témoin

101

Annexe 4. Résultats prenant en compte l’étude Edimbourg

Study or Subgroup


Canada 1980, NBSS1

Canada 1980, NBSS2

Malmo 1, 1976

UK Age Trial 1991

Subtotal (95% CI)

Total events




Goteborg 1982

Kopparberg 1977

Malmo 2, 1978

New York 1963

Ostergotland 1978

Stockholm 1981

Subtotal (95% CI)

Total events



1.1.3 Etude de faible qualité méthodologique

Edimbourg 1978

Subtotal (95% CI)

Total events


Test for overall effect: Z = 5.72 (P < 0.00001)

Total (95% CI)

Total events

Heterogeneity: Chi² = 39.98, df = 10 (P < 0.0001); I² = 75%



Events

121

215

1714

855

2905

493

3338

373

809

3195

1687

9895

1206

1206

14006

Total

25214

19711

21088

53884

119897

20724

39051

9581

31000

39034

38525

177915

23226

23226

321038

Events

128

211

1743

1724

3806

719

1552

267

816

3132

980

7466

1414

1414

12686

Total

25216

19694

21195

106956

173061

28809

18846

8212

31000

37936

20651

145454

21904

21904

340419

Weight

1.0%

1.7%

13.1%

9.3%

25.2%

4.8%

15.7%

2.3%

6.5%

24.0%

10.0%

63.4%

11.3%

11.3%

100.0%

M-H, Fixed, 95% CI

0.95 [0.74, 1.21]

1.02 [0.84, 1.23]

0.99 [0.92, 1.06]

0.98 [0.91, 1.07]

0.99 [0.94, 1.04]

0.95 [0.85, 1.07]

1.04 [0.98, 1.11]

1.21 [1.03, 1.41]

0.99 [0.90, 1.09]

0.99 [0.94, 1.04]

0.92 [0.85, 1.00]

1.00 [0.97, 1.03]

0.79 [0.73, 0.86]

0.79 [0.73, 0.86]

0.97 [0.95, 1.00]


M-H, Fixed, 95% CI

0.5 0.7 1 1.5 2


102

Annexe 5. Estimation du nombre de décès évités/provoqués par le dépistage pour

100 000 personnes par an

7 ans/ 8 ans 13 ans

Tx annuel

décès év / prov

IC pour 100 000 pers/an

Tx annuel décès év/

prov

IC pour 100 000 pers/an

Mortalité non liée au cancer

du sein

Tt âge

BQM 0,003142 3 -13 19 0,002266 0 -9 9

MBQM

0,007333 0 -22 22 0,007363 -7 -22 15

EE 0,005056 5 -10 15 0,004321 0 -13 9

< 50

ans

BQM 0,002002 4 -12 18 0,001232 0 -9 9

MBQM 0,002702 -24 -54 0 0,002159 -6 -28 15

EE 0,002177 -7 -20 7 0,001398 -1 -10 6

> ou

= 50 ans

BQM 0,001531 -3 -35 24 0,006096 0 -30 30

MBQM 0,01193 36 0 84 0,012902 -13 -52 39

EE 0,009637 29 0 58 0,009656 0 -29 19

Mortalité cardiovasculaire 0,001405 -10 -25 6 0,0003203 -3 -10 4

Mortalité par autres cancers 0,001666 5 -12 20 0,000896

- 8

- 21 3

BQM : études de bonne qualité méthodologique

MBQM : études de moins bonne qualité méthodologique

EE : ensemble des études

Tx annuel : taux annuel

Décès ev/prov : décès évités (résultats positifs) ou provoqués (résultats négatifs) pour 100 000

personnes par an.

Taux annuel= total des évènements / (total des personnes x durée de suivi)

Calcul du nombre de décès évités (résultats positifs) ou provoqués (résultats négatifs) =

taux annualisé x (1-OR)

Calcul de l’IC des décès évités/provoqués : taux annualisé x les bornes de l’IC de l’OR

Pour rappel, IC du paramètre X est X +/- 1,96 x écart type (X) l’écart type= racine de

la variance

103

Annexe 6. Résultats avec IC à 99%

1) Mortalité non liée au cancer du sein, suivi à 7 ans :

Quelque soit l’âge :

Study or Subgroup


Canada 1980, NBSS1

Canada 1980, NBSS2

Malmo 1, 1976

UK Age Trial 1991

Subtotal (99% CI)

Total events




Goteborg 1982

Kopparberg 1977

Malmo 2, 1978

New York 1963

Ostergotland 1978

Stockholm 1981

Subtotal (99% CI)

Total events



Total (99% CI)

Total events




Events

121

215

1714

855

2905

493

3338

373

809

3195

1687

9895

12800

Total

25214

19711

21088

53884

119897

20724

39051

9581

31000

39034

38525

177915

297812

Events

128

211

1743

1724

3806

719

1552

267

816

3132

980

7466

11272

Total

25216

19694

21195

106956

173061

28809

18846

8212

31000

37936

20651

145454

318515

Weight

1.2%

1.9%

14.8%

10.5%

28.5%

5.4%

17.8%

2.6%

7.4%

27.1%

11.3%

71.5%

100.0%

M-H, Fixed, 99% CI

0.95 [0.68, 1.31]

1.02 [0.79, 1.31]

0.99 [0.90, 1.08]

0.98 [0.88, 1.10]

0.99 [0.92, 1.05]

0.95 [0.82, 1.11]

1.04 [0.96, 1.13]

1.21 [0.98, 1.49]

0.99 [0.87, 1.13]

0.99 [0.93, 1.06]

0.92 [0.83, 1.02]

1.00 [0.96, 1.04]

0.99 [0.96, 1.03]


M-H, Fixed, 99% CI

0.5 0.7 1 1.5 2


104

< 50 ans :

Study or Subgroup

1.2.1 Etudes de nonne qualité méthodologique

Canada 1980, NBSS1

UK Age Trial 1991

Subtotal (99% CI)

Total events




Goteborg 1982

Kopparberg 1977

Malmo 2, 1978

Ostergotland 1978

Stockholm 1981

Subtotal (99% CI)

Total events



Total (99% CI)

Total events




Events

121

855

976

171

155

373

174

264

1137

2113

Total

25214

53884

79098

10821

9625

9581

10312

14842

55181

134279

Events

128

1724

1852

174

62

267

191

140

834

2686

Total

25216

106956

132172

13101

5053

8212

10625

7103

44094

176266

Weight

5.9%

53.0%

58.9%

7.2%

3.7%

12.9%

8.6%

8.7%

41.1%

100.0%

M-H, Fixed, 99% CI

0.95 [0.68, 1.31]

0.98 [0.88, 1.10]

0.98 [0.88, 1.09]

1.19 [0.90, 1.58]

1.32 [0.89, 1.95]

1.21 [0.98, 1.49]

0.94 [0.71, 1.23]

0.90 [0.69, 1.18]

1.09 [0.97, 1.23]

1.03 [0.95, 1.11]


M-H, Fixed, 99% CI

0.5 0.7 1 1.5 2


≥ 50 ans :

Study or Subgroup


Canada 1980, NBSS2

Subtotal (99% CI)

Total events




Goteborg 1982

Kopparberg 1977

Ostergotland 1978

Stockholm 1981

Subtotal (99% CI)

Total events



Total (99% CI)

Total events




Events

215

215

321

3190

3030

1499

8040

8255

Total

19711

19711

9903

29426

28722

25476

93527

113238

Events

211

211

543

1495

2950

828

5816

6027

Total

19694

19694

15708

13793

27311

12840

69652

89346

Weight

3.4%

3.4%

6.6%

29.4%

43.8%

16.8%

96.6%

100.0%

M-H, Fixed, 99% CI

1.02 [0.79, 1.31]

1.02 [0.79, 1.31]

0.94 [0.78, 1.13]

1.00 [0.92, 1.09]

0.97 [0.91, 1.05]

0.91 [0.81, 1.02]

0.97 [0.92, 1.01]

0.97 [0.93, 1.02]


M-H, Fixed, 99% CI

0.5 0.7 1 1.5 2


105

2) Mortalité non liée au cancer du sein, suivi à 13 ans :

Quelque soit l’âge :

Study or Subgroup


Canada 1980, NBSS1

Canada 1980, NBSS2

Malmo 1, 1976

UK Age Trial 1991

Subtotal (99% CI)

Total events




Goteborg 1982

Kopparberg 1977

New York 1963

Ostergotland 1978

Subtotal (99% CI)

Total events



Total (99% CI)

Total events




Events

308

627

2448

855

4238

1386

5911

1896

4638

13831

18069

Total

25214

19711

21088

53884

119897

21650

38589

31000

38491

129730

249627

Events

305

585

2483

1724

5097

2137

2708

1870

4479

11194

16291

Total

25216

19694

21195

106956

173061

29961

18582

31000

37403

116946

290007

Weight

2.0%

3.8%

14.9%

7.7%

28.5%

11.4%

21.0%

11.9%

27.1%

71.5%

100.0%

M-H, Fixed, 99% CI

1.01 [0.82, 1.25]

1.07 [0.92, 1.25]

0.99 [0.92, 1.07]

0.98 [0.88, 1.10]

1.00 [0.95, 1.06]

0.89 [0.81, 0.98]

1.06 [0.99, 1.13]

1.01 [0.93, 1.11]

1.01 [0.95, 1.07]

1.01 [0.97, 1.04]

1.00 [0.97, 1.03]


M-H, Fixed, 99% CI

0.5 0.7 1 1.5 2


106

< 50 ans :

Study or Subgroup


Canada 1980, NBSS1

Malmo 1, 1976

UK Age Trial 1991

Subtotal (99% CI)

Total events




Goteborg 1982

Kopparberg 1977

Ostergotland 1978

Subtotal (99% CI)

Total events



Total (99% CI)

Total events




Events

308

167

855

1330

375

285

241

901

2231

Total

25214

3987

53884

83085

11724

9582

10262

31568

114653

Events

305

153

1724

2182

447

122

268

837

3019

Total

25216

4067

106956

136239

14217

5031

10573

29821

166060

Weight

12.6%

6.1%

47.6%

66.3%

16.4%

6.5%

10.8%

33.7%

100.0%

M-H, Fixed, 99% CI

1.01 [0.82, 1.25]

1.12 [0.83, 1.50]

0.98 [0.88, 1.10]

1.00 [0.91, 1.10]

1.02 [0.85, 1.22]

1.23 [0.93, 1.64]

0.92 [0.73, 1.17]

1.03 [0.91, 1.17]

1.01 [0.94, 1.09]


M-H, Fixed, 99% CI

0.5 0.7 1 1.5 2


≥50 ans :

Study or Subgroup


Canada 1980, NBSS2

Malmo 1, 1976

Subtotal (99% CI)

Total events



1.6.2 Etudes de moins bonne qualité méthodlogique

Kopparberg 1977

Ostergotland 1978

Subtotal (99% CI)

Total events



Total (99% CI)

Total events




Events

627

2283

2910

5639

4384

10023

12933

Total

19711

17101

36812

29007

28229

57236

94048

Events

585

2333

2918

2587

4186

6773

9691

Total

19694

17128

36822

13551

26830

40381

77203

Weight

6.3%

22.3%

28.6%

31.4%

40.0%

71.4%

100.0%

M-H, Fixed, 99% CI

1.07 [0.92, 1.25]

0.98 [0.90, 1.06]

1.00 [0.93, 1.07]

1.02 [0.96, 1.09]

0.99 [0.94, 1.06]

1.01 [0.96, 1.05]

1.00 [0.97, 1.04]


M-H, Fixed, 99% CI

0.5 0.7 1 1.5 2


107

3) Mortalité liée à des causes cardiovasculaires :

A 8 ans :

Study or Subgroup

Canada 1980, NBSS1

Canada 1980, NBSS2

Malmo 1, 1976

Total (99% CI)

Total events



Events

21

46

721

788

Total

25214

19711

21088

66013

Events

16

54

673

743

Total

25216

19694

21195

66105

Weight

2.2%

7.5%

90.3%

100.0%

M-H, Fixed, 99% CI

1.31 [0.56, 3.09]

0.85 [0.51, 1.43]

1.08 [0.94, 1.24]

1.07 [0.93, 1.22]


M-H, Fixed, 99% CI

0.2 0.5 1 2 5


A 13 ans :

Study or Subgroup

Canada 1980, NBSS1

Canada 1980, NBSS2

Total (99% CI)

Total events



Events

54

148

202

Total

25214

19711

44925

Events

43

144

187

Total

25216

19694

44910

Weight

23.1%

76.9%

100.0%

M-H, Fixed, 99% CI

1.26 [0.74, 2.13]

1.03 [0.76, 1.39]

1.08 [0.83, 1.40]


M-H, Fixed, 99% CI

0.5 0.7 1 1.5 2


108

4) Mortalité liée à d’autres cancers :

A 8 ans :

Study or Subgroup

Canada 1980, NBSS1

Canada 1980, NBSS2

Malmo 1, 1976

Total (99% CI)

Total events



Events

76

131

644

851

Total

25214

19711

21088

66013

Events

87

121

673

881

Total

25216

19694

21195

66105

Weight

10.1%

14.0%

75.9%

100.0%

M-H, Fixed, 99% CI

0.87 [0.58, 1.31]

1.08 [0.78, 1.50]

0.96 [0.83, 1.11]

0.97 [0.85, 1.10]


M-H, Fixed, 99% CI

0.5 0.7 1 1.5 2


A 13 ans :

Study or Subgroup

Canada 1980, NBSS1

Canada 1980, NBSS2

Malmo 1, 1976

Total (99% CI)

Total events



Events

76

131

644

851

Total

25214

19711

21088

66013

Events

87

121

673

881

Total

25216

19694

21195

66105

Weight

10.1%

14.0%

75.9%

100.0%

M-H, Fixed, 99% CI

0.87 [0.58, 1.31]

1.08 [0.78, 1.50]

0.96 [0.83, 1.11]

0.97 [0.85, 1.10]


M-H, Fixed, 99% CI

0.5 0.7 1 1.5 2


Documents

UNIVERSITE CLAUDE BERNARD - LYON 1 · RESUME Contexte : En France, le cancer du sein est la 1ère cause de décès par cancer chez la femme. Un dépistage organisé, par mammographie