Introduction

Le myélome multiple (MM) est une maladie néoplasique des plasmocytes caractérisée par la prolifération de plasmocytes clonaux dans la moelle osseuse, la présence de protéines monoclonales dans le sang ou l’urine et un dysfonctionnement des organes associés (1). Le MM est la deuxième tumeur maligne du sang la plus fréquente, qui représente ~1% des maladies néoplasiques et 13% des cancers hématologiques (1, 2). Au cours des dernières décennies, le MM a causé un nombre croissant de décès dans le monde. Cependant, les informations sur l’épidémiologie et la charge de morbidité du MM étaient limitées, en particulier dans les pays en développement (3).

Les pays développés ont été signalés comme ayant une incidence et une prévalence du MM beaucoup plus élevées que les pays en développement. Trois zones de forte incidence dans le monde sont l’Amérique du Nord, l’Australie et l’Europe de l’Ouest, avec des incidences allant de 3 à 6 pour 100 000 personnes-années, ainsi qu’une prévalence sur 5 ans allant de 7 à 14 pour 100 000 habitants (3-5). Des études antérieures ont indiqué que les Asiatiques présentent une incidence relativement plus faible que les Caucasiens (1, 6). Les incidences rapportées par les études japonaises et coréennes étaient respectivement de 2,0 et 1,5 pour 100 000 personnes-années, et les prévalences à 5 ans correspondantes étaient respectivement de 5,4 et 3,9 pour 100 000 habitants (4, 7). Cependant, les études épidémiologiques sur les statistiques du MM n’étaient pas cohérentes en Chine. Trois études consécutives menées à Taïwan en Chine impliquaient un nombre proche de ceux du Japon ou de la Corée (8-10), tandis que les résultats de la Chine continentale affichaient des taux beaucoup plus faibles (4, 11). Cependant, les études existantes ne portaient que sur une seule ville (11) ou calculaient les taux sur la base du résultat composite du MM, des maladies immunoprolifératives malignes et de certains autres lymphomes à cellules B (4, 11). En outre, aucune autre étude épidémiologique n’était disponible pour estimer les taux parmi les différents groupes de sexe, d’âge et géographiques en Chine continentale.

Cette étude a été menée pour fournir des estimations récentes de la prévalence et de l’incidence du MM en Chine continentale et pour étudier leurs tendances parmi les groupes de sexe, d’âge et géographiques.

Matériels et méthodes

Population étudiée

Les données de l’étude actuelle provenaient de la base de données de l’assurance médicale nationale entre le 1er janvier 2012 et le 31 décembre 2016 avec une population représentative au niveau national couvrant ~0,51 milliard de résidents dans 23 provinces (environ 58,5% de la population urbaine en Chine). Les informations détaillées des individus sur le diagnostic de la maladie étaient nécessaires pour identifier les admissions au MM. Les villes ne disposant d’aucune information sur le code de la Classification internationale des maladies (CIM) ou le texte du diagnostic de la maladie ont été exclues. Enfin, huit provinces n’ont pas été incluses en raison d’exemptions de politique de déclaration (Fujian et Tibet), de la couverture d’un seul type d’assurance (Tianjin), d’informations manquantes ou d’un problème de déclaration de données anormales sur des informations cruciales, par exemple le diagnostic primaire (Beijing, Shanghai, Sichuan, Ningxia, Hebei). Il existe deux principaux programmes d’assurance maladie en zone urbaine en Chine : l’assurance médicale de base des employés urbains (UEBMI) pour les employés actifs et retraités urbains et l’assurance médicale de base des résidents urbains (URBMI) pour les résidents urbains sans emploi formel. Jusqu’en 2016, la couverture de l’UEBMI et de l’URBMI chez les résidents urbains a atteint jusqu’à 95% (12). Nous avons utilisé les informations des demandes de remboursement de la base de données de l’UEBMI et de l’URBMI. Tous les dossiers de réclamation pour cette étude étaient anonymes. Le protocole de l’étude a été approuvé par le comité d’examen éthique du Centre des sciences de la santé de l’Université de Pékin (IRB. No. : IRB00001052-18012), qui a renoncé à l’obligation de consentement. L’organigramme de l’étude peut être vu dans la figure 1.

Collecte de données pour l’UEBMI et l’URBMI

Les dossiers médicaux seront conservés dans la base de données tant que les patients auront fourni la carte d’assurance nationale pour le service médical, quel que soit le montant que les patients ont finalement payé. Les bases de données de l’UEBMI et de l’URBMI étaient généralement mises à jour mensuellement au niveau de la ville. Les admissions à l’hôpital pour chaque problème de santé ont été identifiées sur la base des diagnostics primaires (texte du diagnostic de la maladie ou code CIM). Le traitement du langage naturel a été appliqué pour normaliser le texte ou le code avec un dictionnaire de MM potentiels défini par des cliniciens prestigieux.

Identification des cas de MM

Les MM ont été définis à l’aide de la CIM-9 (203.0), de la CIM-10 (C90.051, C90.002, C90.001, et C90.003+), les codes morphologiques de la CIM pour l’oncologie, 3ème édition (CIM-O-3) (9732/3), et des termes médicaux en chinois incluant la maladie de Kahler, le myélome multiple, la myélomatose, le myélome plasmocytaire, et la maladie rénale du myélome. Pour minimiser la possibilité de manquer des patients atteints de MM, nous avons construit un algorithme relativement souple pour extraire les patients potentiels atteints de MM avec la technique de correspondance floue des chaînes de caractères, en utilisant  » 203.0 « ,  » C90 « ,  » 9732 « ,  » Kahler « ,  » cancer de la moelle osseuse  » et  » myélome  » comme mots clés. Les diagnostics de chaque patient potentiel atteint de MM ont ensuite été examinés par deux chercheurs indépendamment. Les critères d’exclusion des patients comprenaient (1) la leucémie plasmocytaire, (2) le plasmocytome extramédullaire comprenant le sarcome plasmocytaire, la tumeur plasmocytaire maligne NOS, le plasmocytome NOS et le myélome solitaire, (3) le myélome endothélial et (4) le myélome primaire. Si les éléments de diagnostic avec MM contenaient des mots comme  » indéterminé « ,  » incertitude « ,  » ? « ,  » possible  » et  » suspect « , les patients ont également été classés dans un sous-groupe nommé  » patients suspects  » utilisé pour l’analyse de sensibilité.

Personne-Temps à risque

La date d’apparition du MM a été définie selon la date de la première demande de remboursement liée au MM (c’est-à-dire une demande de remboursement avec une définition du MM correspondant au diagnostic) le 1er janvier 2012 ou après. La date de la première apparition du MM a également déterminé l’année d’index. Les années précédant l’année d’index ont été définies comme exemptes de MM et les années suivant l’année d’index ont été définies comme prévalentes pour le MM. Pour l’incidence, la période d’observation a commencé soit à la date d’entrée dans le régime d’assurance médicale, soit au 1er janvier 2016, la date la plus tardive étant retenue pour chaque participant. Les patients ayant eu un MM avant le 1er janvier 2016 ont été exclus pour le calcul de l’incidence. Le temps-personne à risque a continué à s’accumuler jusqu’à la nouvelle apparition du MM, la désinscription du régime d’assurance médicale ou la fin de l’étude (31 décembre 2016).

Analyse statistique

Les deux taux ont été estimés par une approche en deux étapes couramment utilisée. Dans la première étape, la prévalence et l’incidence du MM ont été calculées dans chaque province comme suit : Dans l’analyse primaire, le dénominateur (N) pour calculer la prévalence du MM était le nombre total de sujets de chaque province inscrits de façon continue à l’UEBMI ou à l’URBMI pendant la période d’étude. Le numérateur (M) était le nombre de patients atteints de MM estimé dans la population du dénominateur dans chaque province, en tenant compte de la question des valeurs manquantes. Plus précisément, la population totale inscrite dans chaque province peut être divisée en trois groupes : les sujets n’utilisant aucun service médical (c’est-à-dire aucun enregistrement de demande de remboursement de frais médicaux, N1), les sujets disposant d’informations complètes sur le service médical (N2), et les sujets disposant d’enregistrements d’utilisation du service médical mais avec des informations manquantes sur le diagnostic du service médical (N3). Nous avons observé le nombre de patients atteints de MM (M2) chez les sujets ayant des informations complètes sur le service médical (N2). En considérant que la raison de l’absence de diagnostic dans le service médical était généralement due à des problèmes administratifs au niveau de la préfecture, nous avons supposé que la probabilité d’avoir le MM n’était pas associée au statut manquant des éléments de diagnostic des participants. Par conséquent, nous avons estimé le nombre total de cas de MM comme (N2 + N3)M2/N2. En outre, le nombre de cas de MM a été estimé dans chaque sous-groupe de type d’assurance, d’année civile, de sexe et de groupe d’âge différents.

L’incidence du MM a été estimée uniquement en 2016 et calculée en divisant le nombre de nouveaux cas de MM par le temps-personne total à risque en 2016. Cinq provinces, dont le Liaoning, le Guangxi, le Hainan, le Guizhou et le Gansu, ont été exclues pour l’estimation de l’incidence en raison de leur durée limitée avec des enregistrements (<5 ans). Les IC à 95 % de tous les taux ont également été calculés sur la base de la distribution de Poisson. Dans un deuxième temps, les estimations moyennes nationales ou régionales des deux taux ont été obtenues en combinant les estimations spécifiques à chaque province à l’aide d’une méta-analyse à effets aléatoires.

La prévalence et l’incidence ont également été estimées par sexe, âge et région géographique (Est, Nord, Nord-Est, Nord-Ouest, Centre-Sud et Sud-Ouest) (13). Deux taux ajustés selon l’âge ont été estimés respectivement par la population mondiale de Segi et les données du recensement de 2000 en Chine, et pour comparaison avec d’autres études. Le test t de Student pour les variables continues et le test du chi carré pour les variables catégorielles ont été utilisés pour comparer les patients de sexe masculin et féminin. Tous les tests statistiques sont bilatéraux, P < 0,05 étant considéré comme statistiquement significatif. Toutes les analyses statistiques ont été réalisées avec Stata version 15.0.

Analyse de sensibilité

Des analyses de sensibilité ont été réalisées pour évaluer la robustesse des résultats : (1) inclure tous les cas suspects de MM, (2) inclure uniquement les cas observés qui sont connus comme une sous-estimation pour évaluer la limite inférieure des taux, et (3) exclure les 10% supérieurs des provinces avec un taux de diagnostic manquant. Dans la méta-analyse, nous avons également utilisé le nombre observé de cas de MM dans chaque province comme poids pour tenir compte de l’effet de la variation du taux de diagnostic manquant entre les provinces.

Résultats

De 2012 à 2016, il y avait ~0,51 milliard d’inscrits dans la base de données (tableau 1). La structure de base de la population de l’UEBMI et de l’URBMI était significativement différente en termes de répartition par sexe et par âge. Au total, 24 759 ont eu un diagnostic confirmé de MM pendant la période d’étude, et seulement 238 patients ont eu un diagnostic de MM suspect. Nous nous sommes donc uniquement concentrés sur les patients atteints de MM confirmé dans les analyses en aval. Dans l’ensemble, 58,68 % des patients étaient des hommes, et les âges moyens (ET) des patients masculins et féminins étaient respectivement de 58,43 (14,2) et 57,0 (14,6) ans (tableau 2).

Prévalence

La prévalence nationale était de 6,88 pour 100 000 habitants (IC 95 % ; 5,75-8,00) (figure 2). La prévalence était toujours plus élevée chez les hommes que chez les femmes, soit 7,89 pour 100 000 habitants (IC 95 % ; 6,52-9,26) chez les hommes et 5,79 (IC 95 % ; 4,85-6,73) chez les femmes, respectivement (figure 2). La prévalence variait selon l’âge, avec une forme de cloche atteignant un pic entre 55 et 74 ans chez les deux sexes (figure 2). Le taux le plus élevé a été enregistré chez les patients âgés de 70 à 74 ans pour chaque sexe, avec des valeurs de 36,61 pour 100 000 habitants et de 24,72 pour 100 000 habitants pour les hommes et les femmes, respectivement (eTableau 1). Si l’on compare les patients âgés de moins et de plus de 60 ans, la prévalence a plus que doublé et la différence entre les sexes s’est accrue dans le groupe d’âge le plus élevé (tableau 1). Le nord et l’est de la Chine avaient des taux de MM relativement plus élevés que le reste des régions (tableaux 2, 3).

Incidence

L’incidence nationale du MM en 2016 était de 1,60 pour 100 000 personnes-années (IC 95 % ; 1,28-1,92) (figure 3). Le taux d’incidence était de 1,84 pour 100 000 personnes-années (IC 95 % ; 1,48-2,20) chez les hommes et de 1,30 (IC 95 % ; 1,01-1,59) chez les femmes, respectivement (figure 3). On a également constaté que l’incidence augmentait fortement après l’âge de 55 ans pour les deux sexes. Cependant, l’incidence du MM est restée élevée jusqu’à l’âge de 70-74 ans chez les hommes, alors qu’elle a immédiatement diminué chez les femmes (Figure 3). Par rapport aux patients âgés de moins de 60 ans, l’incidence des aînés était plus que doublée. La différence entre les sexes était plus importante dans le groupe d’âge le plus élevé (tableau 4). Le nord-est et l’est de la Chine avaient des taux de MM légèrement plus élevés que le reste des régions (eTables 2, 3).

Les taux standardisés

De 2012 à 2016, la prévalence moyenne globale de la population mondiale standard (WSR) de Segi était de 5,68 pour 100 000 habitants (IC à 95%, 5,64-5,72), avec 6,32 (IC à 95%, 6,26-6,38) chez les hommes et 4,84 (IC à 95%, 4,78-4,90) chez les femmes, respectivement. Pendant ce temps, l’incidence standardisée par WSR en 2016 était de 1,15 pour 100 000 personnes-années (IC 95 %, 1,11-1,19), avec 1,33 (IC 95 %, 1,27-1,39) chez les hommes et 0,95 (IC 95 %, 0,91-1,00) chez les femmes, respectivement (tableau 3).

La prévalence standardisée par les données du recensement de la population de 2000 en Chine était de 5,81 pour 100 000 habitants (IC 95 %, 5,77-5,85), avec 6,40 (IC 95 %, 6,34-6,46) chez les hommes et 4,94 (IC 95 %, 5,77-5,85) chez les femmes, respectivement. Parallèlement, l’incidence correspondante en 2016 était de 1,17 pour 100 000 personnes-années (IC 95 %, 1,13-1,21), avec 1,35 (IC 95 %, 1,29-1,41) chez les hommes et 0,98 (IC 95 %, 0,93-1,03) chez les femmes, respectivement.

Analyse de sensibilité

Des estimations largement similaires ont été obtenues si nous avons inclus tous les cas suspects de MM. Les limites inférieures des taux globaux étaient de 3,47 (IC 95 %, 2,73-4,20) pour la prévalence et de 0,85 (IC 95 %, 0,70-0,99) pour l’incidence si nous n’utilisions que les cas observés, dont on sait qu’ils sont sous-estimés. Les différentes méthodes de méta-analyse ont fourni une estimation légèrement plus élevée de la prévalence, alors qu’elles ont donné une estimation similaire de l’incidence (eTableau 5).

Discussion

Dans cette étude nationale, nous avons élucidé trois résultats principaux. Premièrement, au cours de la période 2012-2016, la prévalence moyenne estimée ajustée à l’âge en Chine continentale était de 5,68 pour 100 000 habitants, et l’incidence était de 1,15 pour 100 000 personnes-années en 2016. Ces estimations ont montré que la prévalence et l’incidence étaient toutes deux nettement inférieures à celles de l’Amérique du Nord, de l’Australie et de l’Europe occidentale (3, 4), mais se situaient dans la même fourchette que celles du Japon ou de la Corée (4, 7). Les taux actuels étaient plus que doublés par rapport à GLOBAOCAN 2012, avec une incidence de 0,56 pour 100 000 personnes-années et une prévalence de 1,2 pour 100 000 habitants, mais plus proches des résultats récents de GLOBOCAN 2018 avec l’incidence de 0,92 pour 100 000 personnes-années et la prévalence de 2,1 pour 100 000 habitants pour la Chine (4, 14). Nos résultats actuels étaient encore inférieurs à l’incidence moyenne de 2,21 pour 100 000 personnes-années de 2011 à 2012 à Taïwan, qui a une plus grande proportion de population âgée que sur le continent (9, 10). Bien que les Asiatiques, y compris les Chinois, présentent une incidence relativement plus faible que les Caucasiens (4, 15), le nombre réel d’incidents de patients atteints de myélome multiple en Asie était encore plus élevé en raison de l’énorme population. Les hommes étaient plus susceptibles d’être atteints de MM que les femmes, avec un risque multiplié par 1,40. Ceci était cohérent avec les études précédentes menées en Asie et dans d’autres races (2, 8-10, 16).

Dans notre étude, la prévalence du MM variait selon les zones géographiques de la Chine. Il convient de noter que le nord et l’est de la Chine présentaient des taux de MM relativement plus élevés que le reste des régions. Les différences de fond génétique, de culture, de climat et de mode de vie peuvent toutes contribuer aux disparités entre les régions (3, 8, 17-19). Par exemple, une explication potentielle des taux plus faibles dans les régions du sud pourrait être la taille relativement plus faible de leurs résidents. Des études antérieures ont signalé une augmentation modeste du risque pour les personnes de grande taille (20-23). D’autres études sont nécessaires pour rechercher et trouver les causes.

Deuxièmement, l’âge moyen des patients chinois atteints de MM était de 58 ans, soit environ 10 ans de moins que celui des Caucasiens. Trois quarts des patients ont été diagnostiqués au-dessus de l’âge de 49 ans. Cela correspondait aux études épidémiologiques précédentes menées en Chine (9, 24). Cet âge était même légèrement inférieur à celui des patients originaires du Japon, de la Corée et de Taïwan en Chine (24). La disparité ethnique pourrait être une raison potentielle de cet écart important (3), étant donné que la géométrie, la qualité et la résistance des os diffèrent entre les Asiatiques et les Caucasiens (25, 26). Une autre explication qu’il convient de noter est que l’âge du diagnostic du MM semble être étroitement lié à l’espérance de vie moyenne dans les régions correspondantes (24). En effet, l’âge actuel du diagnostic en Chine est très similaire à celui des États-Unis il y a environ 20 ans (2). Par conséquent, dans le contexte du vieillissement de la population dans les pays en développement, y compris la Chine, davantage de patients âgés atteints de MM apparaîtront dans les pays en développement à l’avenir. Par conséquent, le MM sera l’un des cancers à l’honneur dans ces pays à faibles ressources mais très peuplés, tant du point de vue médical que socio-économique.

Troisièmement, une augmentation spectaculaire de l’incidence du MM a été observée chez les femmes chinoises dans le groupe d’âge de 55-59 ans. Il y avait une différence claire entre les hommes et les femmes pour le modèle d’incidence, c’est-à-dire que l’incidence du MM est restée élevée jusqu’à l’âge de 70-74 ans pour les hommes, alors qu’il y avait une baisse immédiate par la suite pour les femmes. Une progression similaire a également été observée en Amérique, en Europe et en Australie (15, 27, 28). Cependant, le risque de MM pour les populations occidentales a continué d’augmenter par la suite et n’atteindra son maximum que 10-15 ans plus tard (8, 10, 15, 27, 28). Aucune donnée d’incidence spécifique pour les femmes âgées de 55 à 59 ans n’était disponible pour les autres régions asiatiques. Deux études susmentionnées menées à Taïwan n’ont pas subdivisé ce groupe d’âge (8, 10). Cette augmentation spectaculaire de la tranche d’âge spécifique mérite d’être soulignée, étant donné que cette tranche d’âge présente un intérêt particulier en raison de la ménopause de la plupart des femmes chinoises peu après. Cela peut suggérer un rôle des œstrogènes dans les hémopathies malignes, y compris le MM (29). Il existe diverses interactions entre l’hormone reproductive et le système immunitaire chez les femmes (30). Le microenvironnement de la moelle osseuse est un réservoir de cellules immunitaires, tandis que la prolifération et la survie des cellules du MM dépendent de facteurs produits par les cellules du microenvironnement osseux. D’autres recherches sont justifiées pour examiner son mécanisme physiopathologique potentiel.

Cette étude présente plusieurs points forts. Il s’agit d’un grand échantillon national représentatif de la population chinoise continentale, assurant l’estimation des deux taux d’une maladie rare. Elle nous a permis non seulement de fournir l’estimation globale des deux taux, mais aussi d’explorer les modèles d’âge et de sexe des taux ainsi que les variations géographiques à travers les pays. Cette étude présente également plusieurs limites. Premièrement, la proportion diverse de variables liées au diagnostic manquantes pourrait avoir affecté les estimations. Cependant, plusieurs analyses de sensibilité ont été menées pour explorer les influences potentielles des estimations. En particulier, les limites inférieures des taux ont été présentées en utilisant uniquement les cas de MM observés, ce qui pourrait faciliter l’interprétation des résultats. Deuxièmement, la base de données de l’assurance médicale de base ne contenait pas d’informations détaillées concernant les biopsies, les données de laboratoire, le stade de la tumeur et la cause du décès. Les patients atteints de MM qui ont été extraits étaient généralement des cas diagnostiqués. Cela excluait la possibilité de confirmer les cas de MM inconnus à partir des tests de laboratoire. Troisièmement, les nouveaux cas de MM pour l’estimation de l’incidence ont été définis comme étant sans maladie depuis 4 ans avant la demande d’index, ce qui peut ne pas être suffisant. Cependant, une étude du Myeloma Network a indiqué que la survie globale médiane des patients atteints de MM dans les pays asiatiques, y compris la Chine, était de 47 mois (24), ce qui correspond à nos résultats selon lesquels le rapport prévalence/incidence était d’environ 4,9. Enfin, quelques provinces ont été exclues ; nous n’avons pas pu décrire les caractéristiques des populations exclues en raison du manque d’informations. En outre, certaines populations urbaines telles que les étudiants et les soldats n’ont pas été incluses dans l’étude parce qu’elles ont différents types d’assurance médicale. Leur exclusion aurait pu affecter les estimations.

La prévalence et l’incidence du MM étaient significativement inférieures à celles de l’Amérique du Nord, de l’Australie et de l’Europe de l’Ouest mais se situaient dans la même fourchette que celles du Japon ou de la Corée. Les patients chinois atteints de MM étaient plus jeunes. Une incidence significativement élevée de MM a été observée chez les femmes chinoises dans la tranche d’âge 55-59 ans juste après la ménopause. Des recherches supplémentaires sont justifiées pour examiner le mécanisme pathophysiologique potentiel.

Data Availability Statement

Les ensembles de données analysés dans cet article ne sont pas accessibles au public. Les demandes d’accès aux ensembles de données doivent être adressées à Siyan Zhan, [email protected].

Déclaration d’éthique

Le protocole d’étude a été approuvé par le comité d’examen éthique du Centre des sciences de la santé de l’Université de Pékin (IRB. No. : IRB00001052-18012), et ils ont renoncé à l’exigence de consentement.

Contributions des auteurs

SZ, XH, JLi, SW, JLu, YL, et PG : conception et design de l’étude. JW, LX, JF, SW, JLu, YL, LL, PG et SZ : acquisition, analyse ou interprétation des données. SW et PG : rédaction du manuscrit. SW, LX, JF et PG : analyse statistique. XH, SZ et PG : supervision.

Financement

Ce travail a été soutenu par la Fondation nationale des sciences naturelles de Chine (91646107, 91846112, 91546120).

Conflit d’intérêts

JL a été employé par la société Takeda (China) International Trading Co, Ltd et a seulement contribué au concept de l’étude.

Les autres auteurs déclarent que la recherche a été menée en l’absence de toute relation commerciale ou financière qui pourrait être interprétée comme un conflit d’intérêts potentiel.

Matériel supplémentaire

Le matériel supplémentaire pour cet article peut être trouvé en ligne à : https://www.frontiersin.org/articles/10.3389/fonc.2019.01513/full#supplementary-material