Mots clés : Aortic aneurysm, abdominal; cost benefit analysis; risk factors; screening

Introduction

La détection précoce est la détection d'une maladie avant l'apparition de symptômes ou de signes 1 . On utilise souvent le terme dépistage comme un synonyme de détection précoce. Cependant, la recherche de cas, qui est la détection d'une maladie au moyen d'examens ou d'actes médicaux effectués par les professionnels de la santé sur des patients qui les consultent pour des symptômes qui ne sont pas liés à ladite maladie 1, est également une méthode importante de détection précoce. Pour certaines affections, cette méthode est d'ailleurs mieux indiquée que le dépistage dans l'ensemble de la population. Dans le présent article, le terme dépistage désigne l'une ou l'autre des méthodes de détection précoce.

L'enthousiasme des années 1950 pour le dépistage des maladies chroniques a fait place aujourd'hui à plus de réalisme. Pour qu'une maladie puisse éventuellement faire l'objet d'un dépistage, il a été admis que sa prévalence devait être relativement élevée, que son taux de létalité devait être élevé ou qu'elle devait causer un handicap important, qu'on devait pouvoir la traiter et qu'elle devait présenter une phase préclinique au cours de laquelle il est possible de la déceler à l'aide d'examens sécuritaires, sensibles, spécifiques et acceptables pour la population cible 2 .

Il est évident que l'anévrisme de l'aorte abdominale (AAA) satisfait à ces critères. Bien que l'interprétation des statistiques de routine soit assez difficile, on constate que la mortalité et la morbidité dues à l'AAA et ajustées selon l'âge ne diminuent pas, tout comme dans le cas des cardiopathies et des accidents cérébro-vasculaires 3-8 . En effet, le nombre de patients présentant un AAA augmente à mesure que la population vieillit. Les programmes de dépistage ont révélé qu'environ 5 % des personnes âgées présentent un AAA non diagnostiqué. Cette estimation a été calculée à partir de plusieurs études fondées sur différentes définitions de l'AAA, y compris celle dont nous nous sommes servis dans la présente étude (> ou = 3,0 cm)9 .

Le taux de létalité dans un cas de rupture de l'AAA est pratiquement de 100 %, à moins que le cas ne soit traité immédiatement. Une étude canadienne récente de grande envergure a révélé que, même si l'on intervient, le taux de létalité à court terme pour une rupture d'AAA est de 49 %, alors qu'il n'est que de 5 % chez les patients qui se soumettent au traitement facultatif avant la rupture. La même étude nous montre que le taux de survie à cinq ans des patients qui ont survécu à la chirurgie réparatrice pour une rupture d'AAA est de 26 %, alors qu'il est de 68 % après la chirurgie élective 10,11 . L'AAA a une phase préclinique bien définie pendant laquelle on peut aisément le diagnostiquer par échographie. La sensibilité et la spécificité de cette technique sont excellentes pour ce qui est de déceler la présence d'un anévrisme 12 , mais la précision des estimations de la dilatation anévrismale a été mise en doute 13.

Le fait qu'une affection satisfasse aux critères énoncés ci-dessus est une condition nécessaire mais non suffisante pour mettre sur pied un programme de dépistage. Il faut également faire a preuve qu'un tel programme est efficace, c'est-à-dire qu'il fait plus de bien que de mal aux personnes auxquelles il est offert, et qu'il est rentable, c'est-à-dire que les sommes que l'on y consacre ne pourraient pas être mieux utilisées 14,15 . Jusqu'à présent, aucune étude contrôlée n'a prouvé que le dépistage de l'AAA est efficace, mais une telle étude est en cours 16 . La rentabilité du dépistage de l'AAA a également été mise en doute 17,18 .

La rentabilité d'un programme de dépistage peut être améliorée si on vise principalement une population dont le risque d'avoir une maladie latente est supérieur à la moyenne. On parle alors de dépistage sélectif. Bien sûr, tous les programmes de dépistage sont sélectifs dans une certaine mesure, par exemple, à l'égard de l'âge et du sexe. Étant donné que la rupture d'un AAA est rare avant l'âge de 55 ans, il semble raisonnable de concentrer les efforts de dépistage sur la population âgée de 55 ans et plus. Le risque relatif homme-femme de décès par rupture de l'AAA à 55 ans ou plus est environ de 3,5 8 , et 45 % des personnes de ce groupe d'âge sont de sexe masculin.

À l'aide de la théorie du dépistage sélectif (voir annexe), il est facile de calculer que 74 % de la réduction totale de la mortalité obtenue par le dépistage dans l'ensemble de la population de 55 ans et plus peut être obtenue en limitant l'accès du programme aux personnes de sexe masculin 19 . En d'autres termes, on pourrait obtenir près des trois-quarts de l'avantage potentiel en soumettant moins de la moitié de la population des personnes âgées au dépistage, ce qui constitue une amélioration considérable de la rentabilité. C'est d'ailleurs ce genre de stratégie qui a été conseillé 20 .

L'étape suivante pourrait consister à limiter le dépistage aux hommes âgés qui fument. Dans une étude britannique de dépistage, 42 % des nouveaux cas d'anévrisme ont été découverts chez les 26 % de fumeurs 21. Nous pouvons alors estimer que l'on obtiendrait 32 % de l'avantage potentiel du dépistage en limitant le dépistage aux 12 % de la population de personnes âgées de sexe masculin et qui fument 19 . Bien que cette approche améliore la rentabilité du dépistage, nombreux sont ceux qui pensent que l'on devrait retirer plus du tiers de l'avantage potentiel d'un tel programme. Dans le présent article, nous étudions l'amélioration possible de la rentabilité si l'on prend en considération d'autres facteurs de risque dans le processus de sélection.

Méthodes

Les données utilisées pour les calculs sont tirées d'une étude cas-témoins portant sur les facteurs de risque d'AAA et de claudication intermittente, qui a été décrite dans un autre article 22 . Dans le cadre de la présente étude, nous nous sommes servis des résultats obtenus avec 78 hommes fréquentant des hôpitaux d'Ottawa (Ontario) pour le traitement d'un AAA non rompu et 99 témoins de sexe masculin qui fréquentaient les mêmes hôpitaux pour des affections autres que des maladies cardio-vasculaires, le cancer ou le diabète. À partir des résultats d'une entrevue dirigée, d'un examen physique et d'analyses de sang, nous avons choisi les facteurs de risque suivants : l'âge (en années), le tabagisme (en paquets-années), la tension artérielle (1 si la tension artérielle est supérieure à 140/90 ou s'il y a des antécédents de traitement anti-hypertenseur; 0 dans les autres cas), les antécédents de cardiopathie (1 dans l'affirmative, 0 dans le cas contraire), l'indice de masse corporelle (poids en kg divisé par la taille en m²) et la concentration sérique en lipoprotéines de haute densité (en mmol/L).

Nous nous sommes servis de l'analyse de régression logistique pour calculer le risque d'AAA pour un homme en fonction de ses facteurs de risque 23 . Le risque a été calculé pour chacun des témoins, qui sont censés constituer un échantillon représentatif de la population des hommes âgés. Nous avons établi l'avantage potentiel pour chaque personne en multipliant le risque de présenter un AAA par son espérance de vie estimée à partir de la table de survie abrégée de 1991 pour les Canadiens de sexe masculin 24 . Les témoins ont alors été classés en fonction de l'avantage potentiel, les personnes présentant le risque le plus faible ayant le plus grand avantage potentiel. Le pourcentage de l'avantage total que l'on obtiendrait en limitant le dépistage à un segment donné de la population qui en retirerait l'avantage potentiel le plus important a été calculé par totalisation. Ces calculs ont été effectués à l'aide de régressions logistiques fondées sur 1) l'âge seulement; 2) l'âge plus chacun des autres facteurs de risque pris successivement; et 3) tous les facteurs de risque pris ensemble.

Bien que les équations de risque soient tirées d'une étude cas-témoins plutôt que d'une étude de cohorte, nous pensons qu'il est pertinent de les utiliser pour calculer le pourcentage d'avantage potentiel total de cette façon (voir annexe). Le nombre de sujets inclus dans les équations de régression varie parce qu'il manque certaines données. Toutefois, pour des raisons de cohérence, les 95 témoins sur lesquels on dispose de données complètes sur tous les facteurs de risques ont été inclus dans les divers calculs de l'avantage potentiel.

Résultats

Les équations de régression logistique utilisées pour les calculs figurent au tableau 1. Lorsque tous les facteurs de risque sont pris en considération, les coefficients de régression sont significativement différents de zéro sauf pour l'hypertension. Les coefficients pour l'indice de masse corporelle et les lipoprotéines de haute densité sont négatifs, ce qui indique un effet protecteur significatif. Les conséquences de ces résultats ont été discutées dans un autre article 22 .

Le tableau 2 montre le pourcentage de la population d'hommes âgés qu'il faudrait examiner pour obtenir le pourcentage donné de l'avantage potentiel qui résulterait de l'examen de l'ensemble de cette population. Par exemple, on pourrait obtenir 80 % de l'avantage potentiel total si l'on examinait 52 % de la population des hommes âgés en utilisant une fonction de risque basée uniquement sur l'âge, et seulement 17 % de la population si l'on tient compte des six facteurs de risque dans le processus de sélection. L'addition d'un seul facteur de risque à l'équation influe peu sur le pourcentage de la population qu'il faut soumettre au dépistage, sauf pour le nombre de paquets-années de tabagisme. La proportion de la population à soumettre au dépistage pour obtenir un pourcentage donné de l'avantage compte tenu de l'âge et du tabagisme se situe environ à mi-chemin entre la valeur obtenue en tenant compte de l'âge seulement et celle établie en fonction de tous les facteurs de risque.

Discussion

Si l'on se fie à ces calculs, le dépistage sélectif de l'AAA semble être une stratégie prometteuse. Cette conclusion est cependant provisoire et ce, pour plusieurs raisons. Tout d'abord, l'étude cas-témoin utilisée pour établir les équations de risque portait sur un effectif réduit constitué de la clientèle d'un hôpital. Les résultats concordent toutefois avec ceux d'autres études 25,26 . Il se pourrait aussi que les témoins ne soient pas vraiment représentatifs de l'ensemble de la population des hommes âgés, quoique cet aspect soit moins important si l'on utilise la méthode de recherche de cas pour effectuer le dépistage auprès des hommes qui se présentent à la consultation et si la distribution des témoins en fonction de l'âge, du niveau de scolarité et du tabagisme est semblable à celle des hommes âgés en Ontario. Deuxièmement, le risque posé par une maladie diagnostiquée n'est peut-être pas le même que celui d'une maladie latente puisque les facteurs de risque influent tant sur la progression de l'affection que sur la probabilité qu'elle soit découverte par hasard. Troisièmement, les hommes présentant un risque élevé d'affection cardio-vasculaire ont une espérance de vie inférieure à la moyenne. Quatrièmement, les témoins n'ont pas été soumis au dépistage et certains d'entre eux présentaient peut-être un AAA.

TABLEAU 2 Proportion de la population des hommes âgés à soumettre au dépistage pour obtenir un pourcentage donné de l'avantage total
Pourcentage de l'avantage total	POURCENTAGE DE LA POPULATION À SOUMETTRE AU DÉPISTAGE EN TENANT COMPTE DE : a						TOUS LES FACTEURS DE RISQUE
	Âge seulement	Âge plus:
		Cig	TA	AC	IMC	HDL
50	22	10	20	18	21	17	5
60	29	15	26	25	28	22	8
70	40	24	35	34	38	30	11
80	52	35	48	45	51	41	17
90	68	52	66	63	68	56	29
a Voir tableau 1 pour les définitions

Références

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ANNEXE

Le calcul de l'avantage potentiel du dépistage sélectif à l'aide d'un facteur de risque dichotomique unique a été exposé par Hakama et ses collègues 19 . Admettons que la prévalence du facteur de risque dans la population à soumettre au dépistage soit de P et que le risque relatif d'avoir la maladie pour les personnes qui présentent ce facteur de risque soit de R. Alors la proportion de cas dans la population qui seraient mis en évidence en soumettant au dépistage uniquement les personnes présentant le facteur de risque S nous est donnée par la formule S = PR / {P(R-1) + 1}.

Par exemple, si le facteur de risque est d'être de sexe masculin, le risque relatif d'AAA pour les hommes est de R = 3,5, et P = 0,45 de la population est de sexe masculin, alors S = 0,45 x 3,5 / (0,45 x 2,5 + 1) = 0,74, ce qui signifie que 74 % des cas seraient détectés en soumettant au dépistage 45 % de la population des personnes âgées.

Dans le présent article, nous appliquerons cette méthode au cas où il existe une équation de risque fondée sur plusieurs facteurs de risque, certains discrets, d'autres continus, estimés par la méthode de régression logistique. Si nous possédions des données provenant d'une étude de cohorte, l'équation de régression logistique nous donnerait une estimation directe du risque de contracter la maladie. Le calcul de l'avantage potentiel est une somme simple pour tous les témoins présentant des risques supérieurs à une limite donnée, exprimé en pourcentage de l'ensemble des témoins. Comme nous utilisons les données de l'étude cas-témoins, l'équation de régression logistique ne donne pas une mesure absolue du risque pour un individu donné et il nous faut un argument plus indirect.

Posons

Zi = le vecteur des valeurs du facteur de risque pour un témoin Ci où i = 1...N

Zo = le vecteur des valeurs du facteur de risque pour Co, un membre de la population cible choisi au hasard

B = le vecteur des coefficients pour les facteurs de risque dans l'équation de régression logistique

Ri = le risque pour Ci de présenter la maladie relativement au risque pour Co

Alors

Ri = exp{B(Zi - Zo)}, en supposant que la maladie soit rare.

Si Po est le risque (inconnu) pour Co de présenter la maladie, le risque pour Ci = RiPo. Classons les N témoins en ordre inverse selon la valeur de Ri. Alors, le pourcentage prévu de cas de maladie décelés en soumettant au dépistage les M premiers est donné par la formule

Dans la présente application, nous pondérons les risques RiPo par l'espérance de vie de chaque personne, Ei, et l'expression pour SM devient

Il est aisé de montrer que la formule de SM est invariante à l'égard du choix de Co.

Références des auteurs

C. William Cole, Hôpital Général d'Ottawa, 501, chemin Smyth, Ottawa (Ontario) K1H 8L6
Gerry B. Hill, Département d'épidémiologie et de médecine sociale, Université d'Ottawa, Ottawa (Ontario)
Wayne J. Millar, Division des statistiques sur la santé, Statistique Canada, Ottawa (Ontario)
Andreas Laupacis, Unité d'épidémiologie clinique, Institut de recherche médicale Loeb, Hôpital Civic d'Ottawa, Ottawa (Ontario)
K. Wayne Johnston, Division of Vascular Surgery, University of Toronto, Toronto (Ontario)

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