1. Variation du risque de mortalité selon la durée et l’intensité

5 L’étude pionnière de Doll et Peto (1978) sur les conséquences sanitaires du tabagisme suivait une cohorte de médecins britanniques pendant 20 ans et modélisait l’effet de la durée (représentée par l’âge) et de l’intensité (nombre de cigarettes par jour) sur l’incidence du cancer du poumon. Il en ressortait que la durée du tabagisme avait un effet massif et que celui de l’intensité était légèrement moindre. D’après les auteurs, les données épidémiologiques confirmaient que les cancers se développaient selon un processus cumulatif et par étapes successives. Ils constataient en outre que la durée du tabagisme était un facteur essentiel dans l’incidence du cancer du poumon, ce qui s’est vérifié avec d’autres populations (Flanders et al., 2003 ; Rachet et al., 2004 ; Zhang et al., 2005) après contrôle des facteurs de confusion potentiels (indice de masse corporelle, exercice physique, niveau d’instruction) et en utilisant la mortalité plutôt que l’incidence comme variable de résultat. Flanders et al. (2003) ont utilisé les données de l’étude CPS-II pour montrer que le risque de décéder d’un cancer du poumon augmentait d’un facteur de 9 à 14 chez les hommes et de 4 à 8 chez les femmes lorsque la durée du tabagisme passait de 20 à 30 ans.

6 Les études épidémiologiques démontrent aussi que renoncer tôt au tabac fait rapidement diminuer le risque de décéder d’un cancer du poumon. Zhang et al. (2005) ont utilisé une vaste cohorte de Canadiennes d’âge moyen pour montrer que le risque de développer un cancer du poumon décroît quand l’arrêt intervient tôt, après neutralisation des effets de la durée et de l’intensité du tabagisme. Par exemple, l’arrêt du tabac avant l’âge de 30 ans ramène le risque des fumeurs au même niveau que celui des personnes n’ayant jamais fumé. Knoke et al. (2008) ont utilisé l’étude CPS-I pour montrer que le sevrage influait considérablement sur la mortalité par cancer du poumon, en réduisant le risque de moitié après 5 ans si le fumeur s’arrêtait à 40 ans (après 10 ans si le sevrage était plus tardif) et de 90 % au bout de 15 à 20 ans. Leur étude tient compte de l’effet « sevrage lié à la maladie », qui traduit le fait que certains fumeurs arrêtent le tabac après l’annonce d’une maladie respiratoire. Ne pas prendre en compte cet effet conduirait à surestimer le risque relatif des personnes ayant arrêté de fumer.

7 Il apparaît donc clairement que la mortalité par cancer du poumon dépend aussi de la durée du tabagisme et de l’abstinence et, dans une moindre mesure, de l’intensité de la consommation de tabac. L’état des connaissances est plus limité en ce qui concerne d’autres maladies liées au tabagisme (autres cancers, bronchopneumopathie chronique obstructive (BPCO), maladies cardiovasculaires, etc.). Dans une méta-analyse des effets du tabagisme sur le cancer colorectal, Liang et al. (2009) notent que la durée du tabagisme influe fortement tant sur l’incidence que sur la mortalité, mais ne rapportent aucun effet concernant le sevrage. À partir d’une méta-analyse, Forey et al. (2011) constatent une incidence plus élevée des BPCO, des bronchites chroniques et des emphysèmes chez le fumeur, avec un effet important de l’intensité du tabagisme mais sans effet évident de la durée. Streppel et al. (2007) font état des résultats obtenus avec une étude longitudinale sur le lien entre tabagisme et mortalité (toutes causes confondues et par cause), qui avait porté sur des hommes vivant aux Pays-Bas, nés entre 1900 et 1920 et suivis entre 1960 et 2000 (Zutphen Cohort Study ; Keys, 1970). En tenant compte des risques concurrents, ils constatent qu’une année de tabagisme supplémentaire augmente le risque de mortalité générale de 1,2 % et qu’une cigarette de plus par jour l’accroît de 1,1 %. La durée est l’unique facteur de mortalité associée au tabagisme pour les maladies cardiovasculaires, la BPCO et le cancer du poumon : un fumeur qui renonce à fumer à 40 ans perd 1,9 année de vie par rapport à quelqu’un n’ayant jamais fumé ; en revanche, il gagne 1,3 année de vie par rapport à un fumeur qui arrête à 50 ans et 1,8 année par rapport à un fumeur sevré à 60 ans. Les éléments démontrant les effets de l’arrêt du tabac dans la population des États-Unis sont récapitulés dans un rapport de 1990 publié par le chef des services de santé américains et indiquant qu’après 15 ans d’abstinence tabagique le rapport entre la mortalité « toutes causes » des anciens fumeurs et celle des personnes n’ayant jamais fumé était de 1,0 pour les anciens petits fumeurs (moins de 20 cigarettes par jour) et comprise entre 1,1 et 1,4 pour les anciens gros fumeurs (plus de 20 cigarettes par jour) (USDHHS, 1990) [3]. Cette revue des travaux empiriques publiés établit le rôle de la durée et de l’intensité du tabagisme dans la mortalité liée au cancer du poumon et à la BPCO. Au total, ces deux maladies représentent environ 60 % des décès dus au tabagisme et sont la meilleure preuve du lien de causalité entre tabagisme et mortalité (FRA de 0,82 et 0,79, respectivement) (Godtfredsen et al., 2008 ; USDHHS, 2014 ; Ribassin-Majed et Hill, 2015 ; Bonaldi et al., 2019). Il est en outre avéré qu’elles sont extrêmement sensibles à la durée. C’est donc la confirmation que la prévalence du tabagisme ne constitue pas une statistique suffisante pour l’exposition au risque et qu’il est légitime d’opter pour une méthode fondée sur la durée d’exposition.

8 Il convient donc d’explorer la piste du risque en fonction des durées et des intensités, combinée avec des données sur la durée et l’intensité afin d’estimer la prévalence et de simuler les effets de ses modifications sur la mortalité attribuable au tabac. Cette nouvelle méthode est conçue de manière à reproduire le nombre effectif de décès observé dans les sources épidémiologiques faisant autorité, ce qui permet ensuite de lancer des simulations fondées sur la modification des comportements d’initiation au tabagisme et d’arrêt du tabac.

2. L’exposition comme fonction de la durée (flux) plutôt que de la prévalence (stock)

9 La méthode canonique présente un avantage pratique non négligeable, dans la mesure où elle se sert de données extrêmement fiables (nombre de décès par cause et prévalence du tabagisme au cours d’une année donnée). Sa principale faiblesse, en revanche, réside dans le fait qu’elle repose sur une hypothèse forte, à savoir que la prévalence traduit avec exactitude l’exposition au risque (et peut se substituer à la durée et à l’intensité).

10 Notre méthode alternative s’inspire donc de deux idées largement répandues dans la littérature spécialisée, selon lesquelles le risque de décéder d’une maladie liée au tabac dépend de l’intensité du tabagisme et de sa durée mais aussi de la durée d’abstinence, et que la prévalence ne décrit pas suffisamment la durée et l’intensité. Pour ces raisons, les variations de la prévalence peuvent modifier les risques relatifs et il est impossible d’utiliser la méthode canonique pour mettre en œuvre des scénarios afin d’identifier les effets de ces variations sur la mortalité attribuable au tabac. À titre d’illustration, supposons que la prévalence du tabagisme diminue dans la tranche d’âges 35-54 ans en raison d’une augmentation, dans cette cohorte, de la proportion de fumeurs qui arrêtent à 45 ans. Si le risque relatif de décéder se fonde essentiellement sur les fumeurs de plus de 45 ans, le risque relatif de cette tranche d’âges baisse. Pourtant, avec la méthode canonique, le risque relatif de cette classe d’âges apparaît inchangé, et seule une diminution de la prévalence est prise en compte.

11 Ce point faible de la méthode canonique a déjà été identifié et admis par ses adeptes. D’après le rapport du chef des services de santé américains pour 2004, la « charge de morbidité attribuable au tabagisme dépend essentiellement de ceux dont l’exposition passée a été longue ; par conséquent, à moins que l’arrêt du tabac chez les fumeurs actuels n’augmente assez rapidement, la mortalité attribuable au tabac ne devrait pas connaître de baisse notable avant de nombreuses années » (USDHHS, 2004). En outre, l’édition 2014 de ce rapport indique : « À moins que le comportement tabagique (y compris l’arrêt du tabac) ne soit stable dans le temps, les estimations transversales de la mortalité attribuable au tabac ne reflètent pas fidèlement les risques des cohortes passées de fumeurs. » (USDHHS, 2014). Cette lacune est aussi la principale raison pour laquelle les estimations de la mortalité attribuable au tabac en dehors des États-Unis ne combinent pas les risques relatifs avec les observations de prévalence dans le pays mais se servent plutôt d’une prévalence simulée, calculée à partir des habitudes tabagiques par âge dans un pays donné. En d’autres termes, la prévalence simulée est choisie de façon à être compatible avec la mortalité par cancer du poumon observée (Ribassin-Majed et Hill, 2015), ce qui est conforme à la méthode indirecte, également appelée méthode « smoking impact ratio » ou méthode de Peto-Lopez (Peto et al., 1992 ; Peto et al., 1994 ; Ezzati et Lopez, 2003). Cette prévalence estimée [4] est ensuite utilisée pour calculer la mortalité attribuable au tabac relative à toutes les autres causes de décès. Une autre manière plus sophistiquée mais comparable sur le plan conceptuel d’utiliser la mortalité par cancer du poumon comme mesure approximative du parcours tabagique est la suivante : tout d’abord, régresser les taux de mortalité « toutes causes » en fonction de la mortalité par cancer du poumon (et d’autres facteurs), en particulier en utilisant l’écart de mortalité par cancer du poumon entre fumeurs et non-fumeurs comme un indicateur du préjudice induit par le tabagisme ; obtenir ainsi une estimation de la mortalité attribuable au tabac (Preston et al., 2010 ; Rostron, 2010 ; Rostron et Wilmoth, 2011 ; Janssen et al., 2013).

12 Utiliser la mortalité par cancer du poumon pour refléter l’ampleur de l’épidémie de tabagisme produit effectivement une estimation de la mortalité attribuable au tabac pour un pays sous l’hypothèse que la plupart des décès par cancer du poumon sont dus au tabagisme, ce qui est corroboré par une FRA de 82 % (USDHHS, 2014). Toutefois, cette approche ne peut produire de prédictions ou de scénarios utiles aux pouvoirs publics. Une méthode plus efficace, quoique plus exigeante, consiste à combiner les risques de mortalité exprimés comme fonction de la durée de consommation, de la durée d’abstinence et de l’intensité (estimées à partir des données de l’étude CPS-I) avec les durées et intensités observées dans la population étudiée. Une telle approche combinée permettrait aux chercheurs et aux autorités de débattre et d’évaluer l’efficacité et le coût de diverses interventions visant à réduire la mortalité attribuable au tabac.

13 Cette méthode originale fonctionne de la manière suivante : pour une année donnée, on connaît les proportions de fumeurs, de personnes n’ayant jamais fumé et d’anciens fumeurs dans une catégorie d’âges et de sexe donnée. On dispose aussi de plusieurs informations sur les fumeurs et les anciens fumeurs : la durée et l’intensité moyennes de tabagisme et la durée moyenne d’abstinence. Toutes ces données sont estimées à partir de parcours tabagiques reconstitués avec des pseudo-cohortes en France (voir section II.1). Les risques relatifs sont ensuite estimés dans la littérature par âge, sexe, durée de consommation, durée d’abstinence et intensité tabagique (Flanders et al., 2003 ; Knoke et al., 2008) pour calculer la probabilité de décéder des suites du tabagisme pour chaque catégorie d’âges et de sexe.

1. Reconstitution des parcours tabagiques en France

Construction des taux de prévalence au cours de la vie pour diverses pseudo-cohortes

15 Contrairement à la prévalence, les données de distribution des durées ne font pas l’objet de publications régulières et doivent être extraites des enquêtes en population générale. Sont donc utilisées les réponses sur le statut tabagique fournies dans une série d’enquêtes transversales répétées pour produire des distributions de durée pour plusieurs générations successives [6]. Dans la discussion, nous expliquons pourquoi est privilégiée une méthode de pseudo-cohortes à l’utilisation de données individuelles rétrospectives sur l’entrée dans le tabagisme et son arrêt. Pour construire ces pseudo-cohortes, nous avons regroupé huit enquêtes transversales sur les comportements en matière de santé (1977 à 2010) conduites par l’INPES (Institut national de prévention et d'éducation pour la santé) et représentatives de la population française (tableau 1). Il s’agit des enquêtes CFES, menées entre 1977 et 1990 et rebaptisées « Baromètre santé » depuis 1992. Ces sources ont été préférées à d’autres enquêtes de santé s’appuyant sur des échantillons plus vastes (notamment l’enquête Santé de l’Insee), essentiellement parce que leur questionnaire et leur définition du statut tabagique n’ont pas varié au cours des années.

Tableau 1. Enquêtes utilisées pour reconstituer la prévalence dans diverses cohortes françaises

Tableau 1. Enquêtes utilisées pour reconstituer la prévalence dans diverses cohortes françaises

16 Faute d’accès aux données brutes pour les vagues les plus anciennes de l’enquête (1977, 1981 et, dans une moindre mesure, 1986), nous avons dû utiliser les tableaux de résultats publiés pour ces vagues, d’où certaines incohérences d’une vague à l’autre dans les définitions du statut tabagique, les mesures de prévalence du tabagisme et les classes d’âges [7]. Les questions sur la consommation de tabac sont identiques dans toutes les vagues du Baromètre Santé, à l’exception des modalités de réponse : toutes les vagues ne font pas la distinction entre fumeurs réguliers et fumeurs occasionnels. Nous n’avons pas pu utiliser ces informations avec précision et donc regroupé tous les fumeurs dans une seule catégorie pour toutes les vagues. Le principal problème de cohérence concerne le groupe d’âges des personnes enquêtées (de 12 à 18 ans pour la borne d’âges inférieure et de 75 à 85 ans pour la borne supérieure) et la subdivision en classes d’âges. Des classes d’âges cohérentes ont été reconstituées, essentiellement par interpolation. Comme les résultats publiés pour les premières vagues de l’enquête ne sont pas pondérés, on utilise des données non pondérées pour l’ensemble des enquêtes dans l’estimation des taux de prévalence du tabagisme. Pour les enquêtes qui fournissent les données brutes, on a comparé les taux de prévalence calculés sur données pondérées et non pondérées et établi que les différences étaient négligeables (le taux de réponse à l’enquête étant très similaire chez les fumeurs et les non-fumeurs d’une même classe d’âges et de sexe). Ces données nous permettent de construire un ensemble cohérent de taux de prévalence du tabagisme par sexe et par classe d’âges sur une période de 35 ans (1975-2010) et de recréer des profils de prévalence par âge pour des générations successives de 5 ans, la première étant celle des personnes nées entre 1936 et 1940. Comme les enquêtes regroupées ne sont pas conduites à 1 an d’intervalle mais tous les 5 ans environ, c’est l’âge médian de la classe d’âges (22,5 ans pour la classe d’âges 20-24 ans) qui est utilisé pour interpoler la série de mesures discrètes (années d’enquête et classes d’âges) en valeurs de durée continue.

2. Estimation du risque de mortalité en fonction de la durée et de l’intensité

23 Les risques estimés de mortalité par cancer du poumon des fumeurs actuels en fonction de la durée et de l’intensité du tabagisme sont établis à partir de l’étude de Flanders et al. (2003), qui exprime le risque absolu de cancer du poumon ( ) sous la forme d’une fonction exponentielle de la durée (D) et de l’intensité (I) avec des paramètres (α, β et γ) variant selon le sexe (s) et la classe d’âges (x) :

[1]

24 Ils sont complétés par des estimations des risques de mortalité par cancer du poumon en fonction de la durée d’abstinence fournies par Knoke et al. (2008), qui évaluent une diminution (notée f) du sur-risque de cancer du poumon des anciens fumeurs par rapport aux personnes ayant continué à fumer comme une fonction de l’âge à l’arrêt (A _c) et du temps écoulé depuis l’arrêt (T _c) : [9]

25 Comme la probabilité dans l’équation [2] est relative à celle d’une personne présentant les mêmes caractéristiques (âge et sexe) qui aurait fumé mais jamais arrêté, nous utilisons les probabilités données par l’équation [1] comme base de référence et appliquons le paramètre de diminution estimé (f) à ce chiffre.

26 Les deux estimations s’appliquent uniquement aux personnes âgées de 40 à 79 ans. Le résultat obtenu est une mortalité par cancer du poumon attribuable au tabac restreinte à la population âgée de 40 à 79 ans. Cela constitue une approximation satisfaisante, dans la mesure où on ne recense presque aucun décès par cancer du poumon avant 40 ans, et quelques milliers seulement chez les plus de 80 ans.

27 Après avoir calculé la probabilité de décéder des fumeurs actifs à l’aide de l’équation [1] puis appliqué l’équation [2] à leur risque de mortalité pour obtenir la probabilité de décéder des anciens fumeurs du même âge et du même sexe, chaque probabilité est combinée avec la proportion de fumeurs actifs et d’anciens fumeurs dans cette catégorie d’âges et de sexe. On obtient ainsi une probabilité moyenne de décéder pour cette catégorie. Ensuite, on multiplie cette probabilité par la population dans cette catégorie d’âges et de sexe pour produire un nombre de décès attribuables au tabagisme. Cette méthode permet de simuler des scénarios alternatifs en modifiant les parcours tabagiques des cohortes (en modifiant par exemple les durées de tabagisme ou d’abstinence) afin de mesurer l’effet de ces modifications sur la mortalité.

28 L’étape suivante consiste à calibrer la mortalité attribuable au tabac observée en France. En effet, bien que Flanders et al. (2003) estiment a priori une série de risques absolus de mortalité pour les fumeurs actifs, ils se concentrent en réalité sur les effets relatifs de la durée et de l’intensité du tabagisme (paramètres β et γ) plutôt que sur le niveau de risque de base (paramètre α). En effet, le risque de base ne peut pas être extrapolé de manière crédible à partir de leur échantillon, tandis que la durée et l’intensité peuvent l’être puisque l’étude CPS-II s’appuie sur un échantillon « auto-sélectionné » de fumeurs moins susceptibles de décéder ; il est néanmoins extrêmement fiable pour l’estimation des effets de la durée et de l’intensité sur le risque relatif de décès (Thun et al., 2000). Par conséquent, nous utilisons les estimations pour β_{s, x} et γ_{s, x} pour chaque s, x dans Flanders et al. (2003) et les combinons avec une valeur calibrée de α_{s, x}, notée α ^c _{s, x}, qui calibre le nombre de décès produit par la formule afin de reproduire la mortalité par cancer du poumon attribuable au tabac observée en France pour cette catégorie d’âges et de sexe en 2010. On a pris en compte les chiffres de mortalité publiés par l’Institut national de veille sanitaire à l’époque (aujourd’hui Santé publique France), qui utilise un modèle démographique pour prévoir la mortalité liée au cancer du poumon par âge et sexe au cours des dernières années à partir de données sur la population française pour l’année 2000 (INVS, 2005). Nous utilisons le nombre de décès par cancer du poumon prévus dans la tranche 40-79 ans pour les années 2005-2009, divisons cette valeur par 5 pour obtenir un nombre de décès annuel puis appliquons une FRA de 0,82 [10] pour obtenir uniquement la mortalité attribuable au tabac par cancer du poumon (USDHHS, 2014). À partir de cette mortalité par cancer du poumon attribuable au tabac à l’âge x et pour le sexe s (notée MAT_{s, x}), nous calculons α ^c _{s, x} comme suit :

[3]

3. Projection et simulations

29 Ayant établi grâce à cette méthode la mortalité par cancer du poumon attribuable au tabac sur une période de 50 ans (2010-2060), nous appliquons des hypothèses de conservation ou de modification future de la prévalence tabagique par âge pour diverses cohortes, résultant en particulier de changements soudains (« chocs ») dans les habitudes tabagiques d’initiation ou de sevrage.

30 Ce calcul s’effectue en trois étapes. Premièrement, nous prolongeons les tendances en projetant les taux de prévalence du tabagisme par âge à l’horizon 2060, avec une distinction par sexe et par génération. Cette projection se fonde sur un lissage récursif : pour une cohorte c donnée, la prévalence pour la classe d’âges a (observé en année N=c+a) résulte de la prévalence du tabagisme dans la classe d’âges a-1 [11] pour la même cohorte c, à laquelle est appliquée un taux d’évolution calculé comme la moyenne de l’évolution du comportement tabagique entre les groupes d’âges a-1 et a dans les trois cohortes précédentes c-1, c-2 et c-3. Le lissage est récursif dans la mesure où chaque groupe d’âges et chaque cohorte s’ajoute aux cohortes précédentes (années d’observation), la projection s’effectuant ainsi par récurrence.

31 Deuxièmement, on applique ces taux de prévalence simulés de fumeurs actifs et d’anciens fumeurs à des projections de distribution par âge pour la population française (Blanpain et Chardon, 2010) [12]. On obtient ainsi des stocks de fumeurs par durée de tabagisme et durée d’abstinence durant une année N donnée en additionnant toutes les cohortes ou bien tous les groupes d’âges observés cette année-là.

32 Enfin, on reproduit les étapes de calcul pour la mortalité attribuable au tabac et on obtient, au terme de ce processus, différents scénarios qui reproduisent des « chocs » de la prévalence par âge pour une cohorte donnée, consécutifs à une modification des comportements d’initiation ou de sevrage. Ceci permet de prévoir comment la mortalité attribuable au tabac évoluera en réponse à ces « chocs ».

33 Le matériel supplémentaire en ligne fournit des informations détaillées sur les éléments de méthode suivants : description pas-à-pas du calcul de la mortalité attribuable au tabac (Matériel supplémentaire D) ; calculs nécessaires aux projections de prévalence du tabagisme (Matériel supplémentaire E) ; description des scénarios alternatifs (Matériel supplémentaire F).

1. Parcours tabagiques

34 La composition par âge de la prévalence du tabagisme masculin en France témoigne d’un recul récent de la prévalence totale, qui semble plus lié à une diminution de l’entrée dans le tabagisme des cohortes récentes qu’à une augmentation de l’arrêt du tabac chez les plus âgés (tableau 2). La moitié des hommes qui fument auront arrêté avant 54 ans, en tout cas dans les trois cohortes pour lesquelles on dispose de données après l’âge de 50 ans.

Tableau 2. Prévalence (%) du tabagisme par sexe et âge des cohortes

Tableau 2. Prévalence (%) du tabagisme par sexe et âge des cohortes

35 Chaque ligne du tableau 2 permet de suivre la prévalence du tabagisme pour une cohorte donnée au fil des groupes d’âges et calculer des estimations rudimentaires de « taux d’arrêt ». En divisant la prévalence tabagique à un groupe d’âges donné par la prévalence maximale observée pour la même cohorte (à 20-24 ans ou 25-29 ans), on obtient la proportion des fumeurs au groupe d’âges du pic de consommation qui fument encore plus tard au cours de leur vie. Le complément à 1 de cette proportion équivaut, pour une cohorte donnée, au pourcentage des fumeurs au pic de consommation qui ont arrêté à chaque âge ultérieur de leur vie.

36 Les taux d’arrêt pour les classes d'âges 40-44 ans et 45-49 ans sont d’un intérêt particulier, dans la mesure où les données épidémiologiques démontrent que le fait de ne pas avoir arrêté de fumer à cet âge charnière de 40/45 ans augmente considérablement la probabilité de cancer du poumon. Pour les hommes, les taux d’arrêt à ces âges ont globalement augmenté au fil des générations. Le taux d’arrêt des 40-44 ans est passé de 31 % pour la cohorte 1946-1950 à près de 40 % pour les trois cohortes suivantes. Une tendance similaire est observée pour la classe d’âges 45-49 ans, à laquelle le taux d’arrêt est passé de 13 % pour la cohorte la plus ancienne à 45 % pour la cohorte 1956-1960, avant de connaître une légère diminution pour la cohorte 1961-1965. Chez les femmes, le taux d’arrêt à l'âge de 40-44 ans est resté stable autour de 30 % pour les femmes nées entre 1946 et 1960, mais il est passé à 38 % pour la cohorte la plus récente (1966-1970). À l'âge de 45-49 ans, ce taux est resté constant autour de 40 % pour les cohortes les plus récentes. Ces résultats sont présentés en détail dans le matériel supplémentaire G.

37 Bien qu’évoluant dans la bonne direction, ces taux d'arrêt sont encore trop bas, puisque plus de la moitié des fumeurs continuent de fumer à des âges qui les exposent à une augmentation exponentielle du risque de cancer du poumon.

38 S’appuyant sur des données brutes similaires pour les pseudo-cohortes, la figure 1 illustre les durées typiques de tabagisme chez les hommes et chez les femmes. Le nombre de fumeurs pour chaque durée est exprimé en pourcentage de la population ayant déjà fumé, 100 % représentant l’effectif maximal de fumeurs observé avant l’âge de 30 ans. L’arrêt du tabac est plus précoce chez les femmes que chez les hommes : la moitié des hommes ayant déjà fumé s’étaient arrêtés au bout de 37 ans et la moitié de leurs homologues féminines après 25 ans environ.

Figure 1. Durées typiques du tabagisme chez les fumeurs

Figure 1. Durées typiques du tabagisme chez les fumeurs

2. La mortalité attribuable au tabac en 2010

39 La simulation avec nos valeurs centrales d’intensité et d’âge d’initiation produit une mortalité par cancer du poumon attribuable au tabac de 20 439 personnes en 2010 : 16 362 hommes et 4 077 femmes, 12 261 fumeurs actifs et 8 178 anciens fumeurs. Ces chiffres sont très proches de ceux publiés pour la mortalité attribuable au tabac en France, comme nous le prévoyions, puisque nos paramètres de calibrage sont des valeurs issues de projections publiées par l’INVS (2005). Après avoir utilisé une méthode mise au point par Ribassin-Majed et Hill (2015) pour corriger le dénombrement de certains décès dont la cause n’est pas connue, Bonaldi et al. (2016) estiment que, pour 2013, le nombre de décès strictement consécutifs à un cancer du poumon se situe entre 19 920 et 22 395 chez les personnes âgées de 30 à 80 ans. Ces estimations sont comparables aux nôtres, bien qu’elles portent sur l’année 2010 et que l’amplitude d’âges soit 40-80 ans. Les résultats détaillés de la mortalité attribuable au tabac par âge, sexe et statut tabagique en 2010 se trouvent dans le tableau 3.

Tableau 3. Nombre de décès par cancer du poumon attribuable au tabac en 2010, réévaluation par âge, sexe et statut tabagique

Tableau 3. Nombre de décès par cancer du poumon attribuable au tabac en 2010, réévaluation par âge, sexe et statut tabagique

40 L’application d’hypothèses alternatives dans les calculs de lissage et d’interpolation de la prévalence produit des valeurs de mortalité par cancer du poumon attribuable au tabac de l’ordre de 19 904 à 20 799 décès, soit une variation de – 2,6 % à + 1,8 % par rapport au scénario de référence. Il semble donc que notre estimation ne soit pas très sensible aux hypothèses utilisées pour imputer des données manquantes ou imprécises. Les résultats sont davantage sensibles aux paramètres concernant l’âge moyen d’entrée dans le tabagisme et l’intensité moyenne de consommation. Passer de 10 à 20 cigarettes par jour dans la valeur d’intensité utilisée produit une mortalité attribuable au tabac variant de 16 509 à 23 886, soit – 19 % et + 17 % par rapport au scénario de référence. L’utilisation d’une intensité différenciée par âge et sexe, comme dans l’Enquête sur la santé et la protection sociale 2010 (Dourgnon et al., 2012), n’entraîne pas de changements significatifs de la mortalité par cancer du poumon observée (20 041 contre 20 439 dans le scénario de référence). À l’inverse, une amplitude de l’âge de démarrage du tabac de 13,5 à 21,5 ans produit une valeur de la mortalité attribuable au tabac de 24 732 à 16 657 respectivement, soit une évolution de + 21 % à − 19 % par rapport au scénario de référence [13].

3. Projection jusqu’en 2060 et scénarios alternatifs : évolution de la mortalité attribuable au tabac en cas de modifications de l’initiation au tabagisme et du sevrage

41 Si les taux de prévalence sont projetés en suivant la tendance observée (scénario de projection), la mortalité par cancer du poumon attribuable au tabac augmentera rapidement jusqu’à un plafond de 29 100 décès vers 2035. Cette hausse moyenne de 7 % tous les 5 ans reflète le fait que les générations de gros fumeurs nés pendant les années 1950 et 1960 auront un risque maximal de cancer du poumon dans les 20 prochaines années, la mortalité par cancer du poumon attribuable au tabac se stabilisant ensuite aux environs de 30 000 décès (figure 2). À partir de 2040, les projections d’une prévalence stabilisée pour les cohortes futures sont largement déterminées par les hypothèses, car les taux de prévalence sont prédits de manière récursive en utilisant les taux moyens des trois cohortes précédentes.

Figure 2. Mortalité par cancer du poumon attribuable au tabac, prévisions entre 2010 et 2060 (scénario de référence)

Figure 2. Mortalité par cancer du poumon attribuable au tabac, prévisions entre 2010 et 2060 (scénario de référence)

42 Nous illustrons ici la manière dont la méthode peut être utilisée pour simuler de fortes variations (« chocs ») de la prévalence provoquées par une augmentation de l’arrêt du tabac (accroissement des taux de sevrage de 25 %, 50 %, 100 % et 200 %) ou une diminution notable de l’initiation au tabagisme chez les adolescents (réduction des taux d’initiation de 25 %, 50 %, 80 % et 100 %), avec des effets sur la mortalité qui varient selon la source du choc (initiation ou sevrage). Les chocs en question résultent des politiques qui influent sur les comportements : augmentation de la fiscalité pour réduire l’entrée dans le tabagisme, strict contrôle de la vente aux mineurs, interdiction de fumer dans les lieux publics, campagnes de promotion de la santé, etc. L’augmentation des taux de sevrage est généralement obtenue en subventionnant les méthodes de sevrage et, dans une moindre mesure, en majorant les taxes sur les cigarettes et en interdisant de fumer dans les lieux publics. La littérature sur le sujet est claire : toutes ces méthodes sont relativement efficaces pour réduire l’initiation ou favoriser l’arrêt, voire les deux (Levy et al., 2004).

43 Il est raisonnable de penser que la durée et l’intensité du tabagisme jouent aussi sur la mortalité liée à d’autres causes que le cancer du poumon ; il faut donc garder à l’esprit que ces scénarios et ces conclusions ne concernent que la mortalité par cancer du poumon, exprimée en nombre de décès par an entre 2010 et 2060. Le scénario extrême pour l’initiation est absolu (personne ne commence à fumer), tandis que, pour le sevrage, le scénario extrême est relatif (certains fumeurs n’arrêtent jamais).

44 La figure 3 montre que l’effet sur la mortalité d’une réduction de l’initiation au tabac serait nul jusqu’en 2035. En extrapolant, le nombre total de vies sauvées (mortalité attribuable au tabac évitée) au cours des 50 années de notre simulation est compris entre 10 000 et 41 000, le premier chiffre correspondant à une réduction de 25 % des initiations au tabagisme et le second à un scénario extrême d’absence complète de nouveaux fumeurs (– 100 % d’initiations) dans les cohortes à venir.

Figure 3. Mortalité par cancer du poumon attribuable au tabac entre 2010 et 2060 si l’initiation tabagique décroît chez les jeunes ; scénario de référence et scénarios de baisse du taux d’initiation

Figure 3. Mortalité par cancer du poumon attribuable au tabac entre 2010 et 2060 si l’initiation tabagique décroît chez les jeunes ; scénario de référence et scénarios de baisse du taux d’initiation

45 A contrario, l’effet sur la mortalité attribuable au tabac d’une augmentation des taux de sevrage serait perceptible dès 2015 et le nombre total de vies sauvées dans ce scénario varierait de 28 000 (hausse de 25 % des taux de sevrage) à 144 000 (triplement des taux de sevrage) au cours des 50 prochaines années (figure 4).

Figure 4. Mortalité par cancer du poumon attribuable au tabac entre 2010 et 2060 si le sevrage progresse après l’âge de 30 ans ; scénario de référence et scénarios de hausse du taux de sevrage

Figure 4. Mortalité par cancer du poumon attribuable au tabac entre 2010 et 2060 si le sevrage progresse après l’âge de 30 ans ; scénario de référence et scénarios de hausse du taux de sevrage

1. Aider les adultes à arrêter de fumer ou éviter que les adolescents ne commencent

46 Cette étude est la première à produire des profils de prévalence du tabagisme par âge ainsi que les durées de tabagisme et d’abstinence pour diverses générations de fumeurs en France. On constate que les réductions de la prévalence tabagique résultent surtout d’un recul de l’initiation au tabac et, dans une moindre mesure, d’une hausse des taux de sevrage. Les seuls éléments de comparaison proviennent des États-Unis, où la durée moyenne du tabagisme diminue de façon substantielle (Mannino et al., 2001), avec une tendance linéaire claire à la baisse de l’âge auquel la prévalence du tabagisme dans une cohorte atteint la moitié de sa valeur maximale (Pierce et Gilpin, 1996). Anderson et al. (2012) confirment la progression récente des taux de sevrage à chaque âge pour les cohortes nées après 1965 aux États-Unis. Étant donné qu’une observation transversale en France montre un gradient évident « niveau d’études / âge du sevrage » dans lequel les fumeurs plus éduqués sont ceux qui arrêtent de fumer plus tôt (Legleye et al., 2011 ; Bricard et Jusot, 2012 ; Khlat et al., 2016), on peut raisonnablement prévoir une baisse de l’âge moyen à l’arrêt du tabac pour les générations suivantes.

47 Cette méthode permet d’utiliser des simulations pour estimer la mortalité par cancer du poumon attribuable au tabac, afin que les analystes puissent élaborer différents scénarios. Ces simulations et scénarios peuvent éclairer les décideurs dans l’allocation des crédits pour la lutte antitabac, lorsqu’ils doivent décider s’il vaut mieux prévenir l’initiation des jeunes ou aider les fumeurs à se sevrer. Même si on peut considérer que ces deux objectifs méritent d’être poursuivis simultanément (Myers, 1999), il n’en demeure pas moins qu’il faut arbitrer pour chaque nouvelle dépense et donc choisir de financer des programmes d’aide au sevrage ou bien de prévention de l’initiation au tabagisme.

48 Les projections de la mortalité attribuable au tabac jusqu’en 2060, dans différents scénarios, montrent que parvenir à augmenter les taux de sevrage serait une stratégie efficace. Plus précisément, une intervention faisant doubler les taux d’arrêt du tabac à tous les âges éviterait 5 000 à 14 000 décès par cancer du poumon chaque année, alors que prévenir l’entrée dans le tabagisme de tous les adolescents permettrait d’éviter 17 000 décès en 2060 mais quasiment aucun avant 2040.

49 Cette analyse est assez intuitive, car elle découle des horizons temporels différents des politiques envisageables (prévenir l’initiation au tabac des adolescents / encourager les adultes à arrêter), et notre méthode fournit des éléments chiffrés sur les avantages et inconvénients de ces politiques. Dans l’ensemble, nos éléments valident de manière quantifiable le fait qu’il faudrait privilégier une aide financière en faveur du sevrage des fumeurs adultes plutôt que pour la prévention en direction des adolescents (Hill, 1999). En dernier ressort, ces recommandations devraient s’appuyer sur une analyse coût-efficacité comparant non seulement les résultats (comme le fait cette méthode) mais aussi le coût de chaque stratégie. Bien que les outils de prévention de l’initiation au tabagisme (fiscalité, contrôle de la vente aux mineurs) soient généralement considérés comme peu coûteux en termes de financement public, ils engendrent des coûts indirects (surveillance de la contrebande et des ventes illégales aux jeunes). De plus, ils sont souvent associés à des campagnes de promotion de la santé qui, elles, génèrent des coûts directs. Il est vrai que les thérapies de sevrage coûtent plus cher, et il faudrait dans un second temps procéder à une évaluation complète du rapport coût-efficacité de ces deux démarches. L’exercice a bien sûr un caractère illustratif et permet de tester les potentialités offertes par notre approche qui n’existent pas dans la méthode canonique.

2. Choix méthodologiques : limites et améliorations possibles

50 Bien que notre méthode soit fondamentalement valable, en permettant aux analystes d’élaborer différents scénarios pour aider les décideurs, ce que la méthode canonique ne permet pas (et n’est pas supposée faire), il est clair qu’elle dépend dans une large mesure de la façon dont elle est appliquée, et donc des hypothèses formulées et des données disponibles. Cette nouvelle méthode postule que ce sont la durée et l’intensité du tabagisme, et pas uniquement la prévalence, qui déterminent la mortalité attribuable au tabac et que, de plus, ces principaux déterminants de la mortalité (intensité, durée et âge au sevrage) sont indépendants. Les formules reposent plus précisément sur l’hypothèse que la durée et l’intensité sont indépendantes, et que l’intensité du tabagisme demeure constante pour toutes les cohortes et à tous les âges. Cependant, il est vraisemblable que les gros fumeurs tendent à fumer plus longtemps et rencontrent davantage de difficultés pour arrêter que les fumeurs ayant une consommation plus faible. Si tel est le cas, on sous-estime la mortalité attribuable au tabac et, surtout, on minimise l’effet des thérapies de sevrage par rapport à celui des baisses des taux d’initiation. Seules des données de panel reflétant un suivi des fumeurs sur une longue période pourraient fournir des estimations du lien entre durée et intensité du tabagisme à différents âges. Cette interdépendance constitue une information pertinente en soi pour le choix des politiques à mener, dont on peut en vérifier l’effet en mettant en œuvre des scénarios avec notre méthode. Prendre en compte toutes les probabilités conjointes de décéder nécessiterait une approche nettement plus complexe, comparable aux modèles de micro-simulation cités précédemment et présentés dans Schultz et al. (2012) et Hazelton et al. (2012). Notre méthode sert au contraire à réaliser des simulations simples offrant une très grande flexibilité, parfois au prix d’un certain manque de réalisme, voire de précision.

51 Cette nouvelle méthode est également plus coûteuse en données que la méthode canonique. Nos résultats sont dépendants d’une série de choix et d’hypothèses destinés à compléter les données disponibles discutés ici.