L'influence de l'âge au premier accouchement sur la mortalité par cancer du sein : une méthode d'estimation - article ; n°3 ; vol.50, pg 844-856

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Population - Année 1995 - Volume 50 - Numéro 3 - Pages 844-856
13 pages
Source : Persée ; Ministère de la jeunesse, de l’éducation nationale et de la recherche, Direction de l’enseignement supérieur, Sous-direction des bibliothèques et de la documentation.
Publié le : dimanche 1 janvier 1995
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Jacques Lavertu
Fr.-R. De Salve-Villedieu
Annie J Sasco
L'influence de l'âge au premier accouchement sur la mortalité
par cancer du sein : une méthode d'estimation
In: Population, 50e année, n°3, 1995 pp. 844-856.
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Lavertu Jacques, De Salve-Villedieu Fr.-R., J Sasco Annie. L'influence de l'âge au premier accouchement sur la mortalité par
cancer du sein : une méthode d'estimation. In: Population, 50e année, n°3, 1995 pp. 844-856.
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/pop_0032-4663_1995_num_50_3_5998844 NOTES ET DOCUMENTS
Vue d'ensemble
Ainsi c'est à Paris et dans les départements de la petite couronne que la
cohabitation sans mariage semble la mieux diffusée dans toutes les classes sociales ;
certains départements très urbanisés du sud de la France, dont la Haute-Garonne,
présentent des caractéristiques voisines, tandis que, dans le quart sud-est, il subsiste
peu de différence entre milieu urbain et rural.
Au contraire, dans presque tout le bassin parisien et son pourtour, de la Man
che aux Vosges et de l'Aisne au Cantal, l'union libre est deux ou trois fois plus
fréquente parmi les couples ouvriers que parmi les cadres ; même si la différence
de structure par âge peut expliquer une partie de ces écarts, il est probable qu'ils
proviennent aussi d'une inégale diffusion du phénomène dans la société, cette dif
fusion se faisant plus vite en milieu ouvrier.
Malgré l'atténuation des différences géographiques et sociales, il subsiste de
nombreuses similitudes entre les données de 1954 et celles de 1990.
France Prioux
INED
BIBLIOGRAPHIE
Audirac (P.A.) (1986), «La cohabitation : un million de couples non mariés», Economie et
Statistiques, février 1986, 185, 13-33. (P.A.) (1987), «Le développement de l'union libre chez les jeunes», INSEE, Don
nées Sociales 1987, 502-509.
Villeneuve-Gokalp (C.) (1990), « Du mariage aux unions sans papier: histoire récente des
transformations conjugales», Population, 1990, 43, 265-296.
L'INFLUENCE DE L'AGE AU PREMIER ACCOUCHEMENT
SUR LA MORTALITÉ PAR CANCER DU SEIN :
Une méthode d'estimation
Si la statistique démographique a traditionnellement un rôle d'aide à la dé
cision pour les acteurs de la vie publique, elle peut également être utile aux sciences,
et en particulier à la médecine. Voilà en tout cas ce que l'on va tenter de démontrer
ici en nous appuyant sur l'exemple d'une maladie au pronostic parfois fatal, le
cancer du sein. Il s'agit de la pathologie cancéreuse la plus fréquente pour les
femmes en France. De plus, elle est en nette augmentation (graphique 1) [1]. Plus
précisément, dans cet article, il s'agit d'établir l'existence éventuelle d'une corré
lation spatio-temporelle entre âge à l'accouchement de rang un d'une part, et mort
alité par cancer du sein d'autre part. NOTES ET DOCUMENTS 845
Taux pour 100 000
(standard européen)
30
20
15
10
Vo/eí aérodigestives
supérieures
1950 1960 1970 1980 1990
Graphique 1. - Mortalité des femmes par cancer en France
d'après C. Hilt, S. Koscielny, F. Doyon et E. Benhamou
I. - Les données concernant l'âge
au premier accouchement
Les sources traditionnelles concernant la fécondité, l'état civil d'une part et
l'enquête famille d'autre part ne peuvent fournir l'âge à la naissance du premier
enfant à un niveau géographique suffisamment fin. En effet :
— l'état civil ne fournit traditionnellement que le rang de l'enfant dans le
mariage. Il ne donne le rang de l'enfant dans la descendance que depuis peu, i
nformation dont la fiabilité n'est pas encore avérée(l) ; or actuellement une naissance
sur trois a lieu en dehors du mariage'2' ;
f|) L'état civil fournissait le rang total de naissance jusqu'à 1965 inclus. A partir de
1966, il donnait le rang dans le mariage.
{2) La proportion de naissances hors mariage de rang un est même probablement beau
coup plus importante encore. Lire à ce propos : « Mariage et premier enfant, un lien qui se
défait», G. Desplanques et M. de Saboulin, Economie et statistiques, n° 187, avril 1986. 846 NOTES ET DOCUMENTS
— l'enquête famille n'a vu son champ d'investigation s'élargir aux femmes
non mariées que depuis 1982;
— d'autre part, c'est une enquête par sondage (au 1/50°), dont le plan de
sondage ne permet pas l'exploitation au niveau départemental.
Fort heureusement, les recensements peuvent pallier ce manque. Dans nos
pays, la plupart des enfants vivent avec leur mère, et la mortalité durant l'enfance
est devenue très faible. A un âge donné, la proportion de femmes qui élèvent un
enfant est donc proche de la proportion des femmes qui ont eu au moins un enfant.
Du moins est-ce vrai pour les femmes de moins de 40 ans, âge auquel peu de
mères ont déjà vécu le départ d'un enfant.
Fort de cette propriété des recensements, on les exploite grâce à un mode de
calcul relativement classique [15, 2, 12]. La première étape consiste à obtenir :
— les effectifs de mères, ou plus précisément de femmes ayant au moins un
enfant de moins de 25 ans vivant avec elles, seule information disponible dans les
recensements ;
— les effectifs totaux de femmes.
On établit ces deux statistiques par âge détaillé (en années révolues) et par
département, d'après les recensements de 1968, 1975, 1982 et 1990.
En rapportant, pour chaque âge, chaque département et chaque recensement,
le nombre de mères ainsi obtenu à l'effectif total de femmes, on trouve la proportion
de femmes ayant eu au moins un enfant à chaque âge. Puis, si l'on soustrait de
chacun de ces taux par âge, le taux à l'âge immédiatement antérieur ; on obtient
l'approximation d'un taux de fécondité de rang un par âge, département et recen
sement. Celui-ci peut alors servir de pondération pour calculer l'âge moyen à la
naissance du premier enfant(3).
II. - Avantages et inconvénients de la méthode
Parmi les avantages de ce procédé, la rusticité n'est pas le moindre. Ce calcul,
simple à mettre en œuvre, n'est pas entaché de l'aléa inhérent aux enquêtes par
sondage. De plus, l'âge moyen ainsi établi peut se décliner selon toutes sortes de
zonages géographiques plus ou moins fins. Plus encore, toutes les informations con
tenues dans les recensements (catégorie socioprofessionnelle, niveau de diplôme,
nationalité, lieu de résidence antérieur, etc.) sont susceptibles de constituer des sous-
populations analysables.
L'homogénéité des sources constitue également un point fort de la méthode.
En effet, contrairement aux taux de fécondité par âge calculés à partir de l'état
civil, le numérateur et le dénominateur proviennent tous deux d'une même source,
le recensement.
La proportion de naissances illégitimes n'ayant été que de 6,4 % en 1968,
d'après l'état civil [13], on pourrait s'attendre a priori à ce que l'âge au premier
accouchement dans le mariage constitue un bon indicateur des disparités interd
épartementales de l'âge au premier accouchement de toute la vie féconde, et puisse
(3) S'il peut arriver, de manière extrêmement ponctuelle, que certaines de ces pondér
ations soient négatives, cela ne semble pas présenter un caractère rédhibitoire, comme on
pourra le constater ci-dessous. NOTES ET DOCUMENTS 847
donc se substituer à lui. Cet indicateur pourrait sembler d'autant plus intéressant
qu'il provient d'une autre source, plus traditionnelle, l'état civil.
Or, la mortalité par cancer du sein en 1990 est moins corrélée avec l'âge au
premier accouchement dans le mariage tiré de l'état civil en 1968 qu'avec le même
indicateur toutes qualités juridiques confondues obtenu à partir du recensement de
cette même année. Il est vrai que la relation spatiale entre ces deux indicateurs est
avérée, mais tout de même relativement lâche. En effet, les naissances illégitimes
sont loin d'être uniformément réparties sur l'ensemble du territoire en 1968 [11].
Par ailleurs, l'association entre mariage et cancer du sein semble peu marquée.
Par contre, la non prise en compte dans notre calcul de l'élément perturbateur
traditionnel de la démographie que constituent les migrations est probablement une
faiblesse de la méthode. En effet, parmi les femmes qui résidaient dans un dépar
tement donné au moment où elles ont succombé des suites de la maladie, certaines
habitaient dans un autre département au moment où elles ont mis au monde et
commencé d'élever leur enfant aîné.
D'autre part, il semble que le fait même de migrer retarde la première nais
sance. En effet, quand on met en œuvre le calcul précédemment décrit sur le r
ecensement de 1990, il s'avère que les mères ayant changé de département durant
la dernière période intercensitaire (1982-1990) mettraient leur enfant aîné au monde
deux mois et demi après celles qui n'ont pas déménagé.
Autre inconvénient des recensements, les enfants attribués à une femme adulte
d'un ménage n'ont pas toujours un lien biologique avec elle. Ainsi, une femme
remariée peut élever l'enfant de son deuxième conjoint; par ailleurs, la filiation
par l'adoption n'est pas distinguée des autres. Inversement, le recensement peut
omettre les enfants qu'une femme aura effectivement mis au monde. Ainsi en est-il
des enfants élevés par leur père seul à la suite d'un divorce, ou encore de ceux
qui ont été placés dans une institution ou une famille d'accueil.
D'autre part, la méthode employée ici ne tient compte que des enfants sur
vivants au moment des recensements. Des disparités géographiques importantes tou
chant la mortalité infantile, enfantine ou adolescente pourraient donc biaiser les
résultats.
III. - Description et validation des résultats obtenus
Les cartes 1, 2, 3 et 4 illustrent les résultats obtenus(4). Au recensement de
1968, la naissance du premier enfant est relativement tardive en Franche-Comté,
dans l'Ouest, dans la région du Massif Central et dans le Midi, des Pyrénées jusqu'à
la façade méditerranéenne. Malgré le caractère passablement erratique de cette lo
calisation, son orientation plutôt méridionale est déjà notable. Ce caractère se trou
vera renforcé au recensement de 1975. En 1990, la première maternité est toujours
plutôt tardive dans la moitié sud du pays, mais également dans l'Ouest de la région
parisienne. L'âge élevé au premier accouchement dans le Sud-ouest est à mettre en
relation avec la relativement faible fécondité de cette région [3]. Il est en effet
compréhensible a priori qu'il y ait un lien, même ténu, entre fécondité élevée et
précocité du premier enfantement, et inversement.
И) Les deux départements de Corse n'ont pas été différenciés aux recensements de
1968 et 1975. 1
1
848 NOTES ET DOCUMENTS
I I < 23,0 ans
23,0 à 23,4 ans
23,4 à 23,8 ans
+ de 23,8 ans
Source : recensement de 1968
Carte 1. - Age moyen à la naissance du 1 enfant au recensement de
1968
I I < 23,3 ans
I H 11 23,3 à 23,6 ans
888323,6 à 23,9 ans
HHj + de 23,9 ans
Source : recensement de 1975
Carte 2. - Age moyen à la naissance du 1 enfant au recensement de
1975 1
j
I
1
!
1
1
1
NOTES ET DOCUMENTS 849
I I < 24,0 ans
I II 24,0 à 24,4 ans
§§§§§24,4 à 24,7 ans
^^H + de 24,7 ans
Source : recensement de 1982
Carte 3. - Age moyen à la naissance du 1 enfant au recensement de
1982
I | < 25,3 ans
1 1 25,3 à 25,5 ans
25,5 à 25,9 ans
+ de 25,9 ans
Carte 4. - Age moyen à la naissance du 1 enfant au recensement de
1990 850 NOTES ET DOCUMENTS
Parmi les départements où la première maternité est la plus tardive au recen
sement de 1990 figurent plusieurs agglomérations urbaines importantes : Ile-de-France,
Gironde (Bordeaux), Haute-Garonne (Toulouse), Bouches-du-Rhône (Marseille), Al
pes-Maritimes (Nice), Rhône (Lyon). En effet, on pourra constater sur le tableau
ci-dessous que plus le tissu urbain est dense, plus la première naissance est tardive.
Tableau 1. - Âge à l'accouchement de rang un selon le niveau d'urbanisation
au recensement de 1990
Âge moyen à
la première Catégorie de commune de résidence
naissance
Commune rurale hors ZPIU 25,1
Commune rurale en ZPIU 25,1
Unité urbaine de moins de 20 000 habitants 25,3 de 20 000 à 99 999 25,5
Unité urbaine de 100 000 à 1 999 999 habitants 26,0
26,6 de Paris
ZPIU : Zone de peuplement industriel ou urbain.
De manière générale, ces résultats semblent fournir une bonne approche des
disparités interdépartementales, puisqu'ils présentent une excellente corrélation spa
tiale avec l'âge à l'accouchement de rang un obtenu à l'enquête sur les familles
de 1990 (tableau 2). Tout au moins cela est-il vrai aux niveaux régional et supra-
régional, les seuls raisonnablement exploitables dans cette enquête par sondage.
Tableau 2. - Corrélation spatiale entre âge moyen à
l'accouchement de rang un d'après les recensements et
d'après l'enquête famille 1990
Corrélation
Année du recensement Par Par
ZEAT région
1968 98,5 80,9
1975 97,1 54,5
1982 98,6 90,0
1990 97,0 84,8
N.B. : il s'agit du coefficient de corrélation linéaire de Pearson multiplié
par 100.
II n'est pas surprenant de constater que la corrélation spatiale entre les deux
sources est plus forte à un niveau géographique très agrégé. Elle est presque parfaite
par ZEAT(5), et reste très satisfaisante par région. Ces éléments permettent d'asseoir
la légitimité du calcul ici mis en œuvre à l'échelon départemental.
(5) Voir note page suivante. NOTES ET DOCUMENTS 851
La divergence qui apparaît entre les deux sources semble d'autant moins gê
nante qu'elle correspond en grande partie au fait que l'on ne mesure pas exactement
la même chose dans les deux cas. En particulier, dans l'enquête famille, le calcul
a été effectué sur trois ans, sur les années 1967 à 1969, 1974 à 1976, 1981 à 1983
et 1987 à 1989, afin de diminuer l'aléa dû au plan de sondage de l'enquête.
D'autre part, dans le calcul effectué d'après les recensements, l'âge est pon
déré par des taux de fécondité, au lieu d'effectifs bruts d'enfants aînés par génér
ation. Ces taux étant, comme n'importe quel taux, rapportés à la sous-population
concernée, ils éliminent de fait l'effet de structures par âge (de la population des
femmes en âge de procréer) différentes d'une région à l'autre. On constate d'ailleurs
que, du fait de cette suppression de l'impact de la pyramide des âges, les âges
moyens par région sont beaucoup moins dispersés aux recensements qu'à l'enquête
famille, quelle que soit la période considérée.
Du fait des migrations et des décès de plus en plus nombreux au fur et à
mesure que le temps passe, on pouvait s'attendre à ce que la divergence la plus
forte entre les recensements et l'enquête famille de 1990 porte sur la période la
plus reculée, soit en l'occurrence 1968. Or il n'en est rien, ce qui peut inciter à
penser que ces deux facteurs perturbateurs traditionnels de la démographie pour
raient avoir, en l'occurrence, un effet de brouillage relativement limité.
Il convient par contre d'admettre, au vu des coefficients de corrélation ci-
dessus, une certaine incertitude pour le recensement de 1975, en tout cas à un niveau
régional ou infrarégional. Celle-ci provient probablement du fait que les années
soixante-dix constituent une période charnière pour le calendrier des naissances.
En effet, pendant les années cinquante et soixante, la libéralisation des mœurs as
sociée à une mauvaise maîtrise de la contraception ont contribué à faire baisser
l'âge à la naissance du premier enfant. Celui-ci atteint son plancher en 1972. Puis,
sous l'effet conjugué d'une meilleure maîtrise de la contraception, de la prolongation
de la scolarité et de la crise économique, il remonte continûment par la suite [4].
Mais, ce renversement de tendance n'a pas eu lieu de façon parfaitement
synchrone dans toutes les régions de France métropolitaine. D'après l'enquête fa
mille, il aurait été plus tardif en particulier dans le Centre, en Lorraine, dans les
Pays-de-Loire, en Bretagne et dans le Midi-Pyrénées. Or, l'âge moyen calculé
d'après les recensements présente un aspect conjoncturel très marqué : c'est l'âge
à la naissance du premier enfant qu'auraient les femmes d'une génération fictive
dont la fécondité de rang un serait, à chaque âge, identique à celle observée au
moment du recensement. La méthode de calcul repose implicitement sur l'hypothèse
de comportements stables dans le temps. Cet indicateur est donc probablement moins
à même de décrire les disparités interrégionales durant les périodes de transitions
que lors des périodes stables.
<5) Les Zones d'Études et d'Aménagement du Territoire (ZEAT) sont des ensembles
de régions ainsi regroupées :
— Ile-de-France
— Bassin parisien : Champagne-Ardenne, Picardie, Haute-Normandie, Centre,
Basse-Normandie, Bourgogne
— Nord : Nord-Pas-de-Calais
— Est : Lorraine, Alsace, Franche-Comté
— Ouest : Pays de la Loire, Bretagne, Poitou-Charentes
— Sud-Ouest: Aquitaine, Midi-Pyrénées, Limousin
— Centre-Est : Rhône-Alpes, Auvergne
— Méditerranée : Languedoc-Roussillon, Provence-Alpes-Côte-d'Azur, Corse 852 NOTES ET DOCUMENTS
La relative fragilité du calcul effectué à partir des recensements durant les
phases de transition démographiques se trouve d'ailleurs confirmée à l'échelon na
tional. En effet, comme on peut le vérifier sur le tableau ci-dessous, l'année 1975
constitue la période où le recensement diverge le plus de l'enquête famille. Cepend
ant, en l'occurrence, l'intérêt de l'indicateur ne réside pas dans sa valeur intri
nsèque, mais dans sa capacité à décrire les positions relatives des départements les
uns par rapport aux autres.
Tableau 3. - Âge moyen à la première naissance en France métropolitaine
Source
Période Écart
Recensement Enquête famille
1968 23,5 23,0 0,5
1975 23,8 23,2 0,6
0,4 1982 24,5 24,1
1990 25,8 25,3 0,5
Les taux de fécondité de rang un par âge ont été calculés de 14 à 35 ans.
Modifier la borne supérieure n'aurait pas considérablement changé les choses. Tout
au plus a-t-on pu constater que la limite de 35 ans offrait la plus forte corrélation
spatiale avec l'enquête famille, raison pour laquelle elle a été choisie.
IV. - Les données concernant la mortalité
par cancer du sein
Le cancer du sein, avec une incidence estimée à 21 500 nouveaux cas par
an [5], tue chaque année plus de 10 000 femmes en France [6]. Les variations géo
graphiques de la mortalité sont relativement réduites [7]. La mortalité par cancer
du sein augmente en moyenne de 0,5 % par an depuis 20 ans [1, 8]. C'est la pre
mière cause de mortalité féminine par cancer dans notre pays [9].
Ce cancer possède essentiellement deux stades : in situ et invasif. Cette dis
tinction est essentielle puisqu'au stade in situ la maladie est curable, au stade invasif
elle est souvent fatale. Le simple interrogatoire avec palpation qui peut être effectué
au cours d'une consultation ne suffit pas pour détecter un cancer du sein in situ.
En revanche, la mammographie, qui est une radiographie particulière du sein, permet
de faire ce diagnostic. Mais on ne peut pas faire systématiquement chaque année
une mammographie à toutes les femmes, pour une raison de coût. De toute façon,
à l'heure actuelle, le dépistage n'a été associé à une mortalité diminuée que chez
les femmes de plus de 50 ans. Il est donc important de connaître les facteurs de
risque du cancer du sein, afin d'individualiser les femmes les plus exposées, qui
auront une surveillance rapprochée.
La médecine n'a pas seulement un rôle de dépistage et de traitement des
maladies. Elle doit aussi informer la population des comportements qui l'exposent
aux risques de maladies. Pour cela, elle doit connaître les facteurs de risque des
maladies de façon certaine et quantifiée afin de ne pas mettre en jeu sa crédibilité
par la versatilité de conseils mal argumentes. Elle doit surtout ne pas imposer aux

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