Observations des caractéristiques des patientes

Il est connu que les caractéristiques diffèrent largement entre les patients sous EC comparativement à ceux non sous EC (39, 44, 46, 96, 98). Concernant l'âge, il est relevé dans la littérature que les EC sont proposés à des patients plus jeunes. Le fait d'exclure les patients âgés consiste, en soi, un problème pour le recrutement dans les EC (99-105). Effectivement, peu d'EC visent ce type de clientèle et nos résultats l'ont bien démontré. Plus exactement, dans la tranche d'âge des > 70 ans, seulement 0,59% des patientes étaient sous EC comparativement à 17,4% qui étaient non sous EC.

À propos des variables pronostiques, dans le groupe sous EC, il y avait significativement plus de patientes qui avaient un cancer du sein plus avancé (stade III sous EC = 16,2% vs. stade III non sous EC = 13,7%). Ceci pourrait être dû, entre autre, à un potentiel biais de confusion par indication (106). En fait, en consultation clinique, la motivation du médecin à proposer un EC pourrait être biaisée par son interprétation de l'agressivité du cancer de la patiente. Par exemple, le médecin serait plus enclin à suggérer un EC à une femme avec un cancer du sein de stade III, avec récepteurs hormonaux négatifs et présence d'envahissement lymphovasculaire qu'à une patiente avec un cancer du sein de stade I, hormonodépendant.

6.4. Forces

La principale force de notre étude réside dans la taille d'échantillon qui est largement supérieure à celles répertoriées dans la littérature qui variait entre un minimum de 158 et un maximum de 2 332 sujets (52, 56, 95-98). Le nombre élevé de sujets dans notre étude, a généré une puissance de 90% pour détecter une réelle différence de 16% dans la mortalité

entre les femmes sous EC versus celles non sous EC. Cette grande taille d'échantillon a permis d'obtenir des résultats précis et de détecter les effets réels liés aux différences de survie. Il est donc possible d'affirmer que ce n'est pas par manque de puissance que la plupart des résultats n'ont pas atteints le niveau de signification statistique.

Une autre force de notre étude est la durée de suivi qui s'est échelonnée sur 26 ans. Cette longue période de temps a permis d'avoir des résultats plus robustes et de suivre les fluctuations temporelles quant à l'évolution de la participation aux EC des patientes diagnostiquées d'un cancer du sein. Par le fait même, une description chronologique des médicaments et des interventions qui ont contribués aux traitements contre le cancer du sein a été obtenue.

L'existence de la base de données cliniques du CMS a permis de respecter les critères suivants : identification systématique de tous les contrôles appropriés, ajustement pour les facteurs confondants potentiels et inclusion de plusieurs EC. Cependant, nous ne pouvions utiliser les contrôles concurrents et restreindre les contrôles à ceux qui auraient rencontré les critères d'éligibilité d'un EC puisqu'il n'y avait pas d'information sur tous les critères d'éligibilité et si les patientes les rencontraient ou non.

Enfin, la quantité importante d'informations disponibles dans la base de données CMS a permis d'ajuster les analyses pour plusieurs facteurs pronostiques de la maladie.

6.5. Limites

Dans notre étude, il y a un biais de sélection potentiel, car les patientes qui participaient aux EC n'ont pu être comparées avec des contrôles éligibles. Par contre, il est difficile d'obtenir ces informations de façon rétrospective puisque que les détails sur les patientes approchées pour faire partie des EC sont rarement collectés. Dans les analyses principales, le RH brut observé indique que l'âge est un facteur qui pourrait, entre autres, expliquer une meilleure survie chez les femmes qui ont participé à un EC. Par contre, ces femmes présentaient un moins bon pronostic et, selon la différence entre le RH pour la survie dans le modèle brut et celui ajusté pour les patientes sous EC, la survie ne peut uniquement être expliquée par la participation aux EC.

56 Il existe un second biais de sélection potentiel qui se situe à deux niveaux dans notre étude. Premièrement, tel que discuté précédemment, il peut y avoir un biais induits lors de la sélection de la patiente par le médecin pour participer à un EC. Au moment où le médecin a sélectionné la patiente pour participer à un EC, il y a un potentiel biais de confusion par indication qui peut aussi être interprété comme un biais de sélection (106). En fait, la sévérité du cancer du sein pourrait influencer autant la participation à un EC que la survie. Ce biais pourrait surestimer la mesure d'association en raison d'un plus grand nombre de patientes qui, à la base, présentaient de moins bons facteurs pronostiques. C'est un biais systématique qui ne tient seulement qu'à la bonne volonté et au jugement du médecin pour offrir les meilleures possibilités de traitements contre le cancer du sein à la patiente. Deuxièmement, il n'y avait pas de données disponibles à savoir si les EC offerts aux patientes couvraient l'ensemble des stades et des types de cancer. Les traitements offerts dans les EC, étant de plus en plus ciblés, restreints l'éligibilité à un plus petit nombre de patientes.

Un second biais est celui de ne pas avoir tenu compte des femmes qui avaient participé uniquement à un EC métastatique. En fait, ces femmes ont été considérées comme non exposées à un EC. Ce biais d'information potentiel fait en sorte d'avoir surestimé la mesure d'association, car la maladie métastatique représente un pronostic défavorable pour la survie du cancer du sein. Cependant, pour l'ensemble des femmes de notre cohorte, seulement 1,4% (n = 92) avaient participé à un ou des EC métastatiques sans avoir participé à d'autres types d'EC préalablement.

La collecte de données a été réalisée en fonction de la base de données cliniques du CMS. Avec l'évolution et le changement dans les procédures pathologiques et cliniques, les données qu'elle contenait n'ont pas toutes été colligées de la même manière. En effet, un potentiel biais d'information de type non différentiel aurait pu survenir lors de la saisie des données réalisée par les archivistes. Par contre, la vérification de la concordance effectuée lors de l'élaboration du protocole (cf. 4.2) rassure de l'exhaustivité et de la validité de la base de données cliniques du CMS.

Ensuite, nous n'avons pas tenu compte du mode de détection dans les facteurs d'ajustement, car cette information n'était pas disponible dans la base de données CMS. Par

contre, la sous-analyse par période de diagnostic a montré que les patientes diagnostiquées dans la période 2000-2008 avaient une meilleure survie. Ces années ont la particularité d'être une période pendant laquelle le Programme québécois de dépistage du cancer du sein était en application (107). Les femmes avec un cancer du sein diagnostiquées par dépistage à la mammographie ont une survie plus élevée que les femmes qui ne sont pas détectées par ce mode de détection (5, 108). Or, il y a un potentiel biais de confusion car nous n'avons pas corrigé pour cet effet.

Il existe un second biais de confusion mettant en doute la validité de la comparaison des résultats sur la survie entre les patientes sous EC versus celles non sous EC. La variable concernant le statut socio-économique de la patiente n'a pas été pris en compte dans les analyses. En effet, un patient atteint de cancer ayant un niveau de scolarité et un revenu plus élevé présente des taux de survie plus élevée que ceux avec un faible niveau de scolarité et un faible revenu (109). Bien que ce soit une variable candidate possible dans le contrôle de la confusion, elle n'était pas disponible dans la base de données du CMS.