La méthode des choix discrets

5Les préférences des hommes pour les caractéristiques des différents dépistages ont été estimées au moyen d’un modèle dit « de choix discrets ». Il s’agit d’une technique d’économie expérimentale qui connaît un essor considérable ces dernières années dans le domaine de la santé [12-14]. Elle consiste en l’envoi de questionnaires proposant aux personnes interrogées de choisir, parmi plusieurs ensembles d’options fictives, celles qu’elles préfèrent. Dans notre étude, les ensembles d’options fictives présentaient deux situations avec dépistage et une situation sans dépistage. Les options étaient constituées d’attributs susceptibles d’influencer les individus dans leur participation au dépistage. Ces attributs ont été sélectionnés par une revue de littérature [15-26] et la consultation de quatre experts informels (un épidémiologiste, un médecin généraliste, un urologue et un gastroentérologue) dans le cadre d’entretiens. L’objectif était de sélectionner des attributs identiques pour les deux dépistages lorsque cela s’avérait pertinent afin d’alimenter la réflexion sur la comparaison des comportements des hommes vis-à-vis de ces deux dépistages. Les attributs retenus étaient les modalités de réalisation du dépistage (prise de sang seule, prise de sang et toucher rectal), l’efficacité du dépistage en termes de réduction de la mortalité, la capacité du dépistage à identifier des cancers précoces, le risque de surdiagnostic, les effets délétères (en termes de qualité de vie) consécutifs à un éventuel traitement et le coût du dépistage pour l’individu (ticket modérateur). Les valeurs de ces attributs sont présentées dans le tableau I.

6La combinaison optimale des valeurs de ces attributs a été obtenue en réalisant un plan d’expérience au moyen de la procédure OPTEX du logiciel SAS^® (version 9.1). Ce plan d’expérience a résumé à 14 le nombre minimum d’options nécessaires. Celles-ci ont été appariées au moyen de la macro « %MktBlock » du logiciel SAS^® [27]. Nous avons ensuite assorti chaque paire à l’option « absence de dépistage ». Nous avons ainsi obtenu sept ensembles de choix discrets. La figure 1 présente un exemple de ces ensembles de choix, notamment les formulations employées pour décrire chacun des attributs aux personnes interrogées. Afin de tester la rationalité des réponses, nous avons ajouté un ensemble de choix présentant une option dominante que les répondants devaient impérativement choisir pour être inclus dans l’analyse.

7Afin d’améliorer la compréhension des ensembles de choix proposés aux participants, chaque questionnaire débutait par une notice d’information (encadré 1) rappelant le principe d’un dépistage et précisant plusieurs éléments nécessaires à la bonne compréhension des attributs.

8Enfin, le questionnaire comportait une partie relative aux informations personnelles des participants (âge, lieu de résidence, profession, niveau d’éducation, niveau de vie…) ainsi qu’à celles relatives à leur niveau de connaissance des cancers et des dépistages et leurs pratiques préventives. Toutes ces caractéristiques personnelles ont été recueillies et utilisées pour tester leur influence sur les préférences des hommes en matière de dépistage.

Population

9La population de l’étude était constituée d’un échantillon d’hommes âgés de 50 à 74 ans recrutés dans les régions Nord-Pas de Calais, Picardie, Haute et Basse-Normandie. L’échantillon a été constitué à partir des listes électorales et stratifié de manière à préserver la représentativité des communes rurales, souvent faiblement peuplées et pour lesquelles plusieurs études antérieures ont montré qu’il existait un fort déficit de participation par comparaison aux communes urbaines [28].

10Le nombre de sujets nécessaires pour identifier des préférences est compris entre 30 et 100 [29]. Cependant, si l’analyse intègre l’effet de caractéristiques socio-économiques sur les préférences et qu’elle porte sur plusieurs sous-groupes de la population, la taille minimum requise de 30 à 100 individus s’applique alors à chaque sous-groupe. Dans notre étude, les caractéristiques susceptibles d’influer sur les préférences des répondants étant au nombre de dix, l’échantillon devait donc comporter entre 300 et 1 000 hommes. Ainsi, en prévoyant un taux de réponse de 30 %, le nombre de sujets nécessaires pour obtenir entre 300 et 1 000 réponses variait de 1 000 à 3 334. Par prudence, nous avons fixé l’effectif de la population à contacter à 4 000 individus.

11Cette étude a obtenu l’accord de la Commission nationale de l’informatique et des libertés (Cnil) n° 1 426 387, après avis favorable du Comité consultatif sur le traitement de l’information en matière de recherche (CCTIRS).

Analyse économétrique

12L’analyse des préférences des individus est basée sur l’estimation de leur fonction d’utilité. La forme de la fonction d’utilité indirecte postulée dans la méthode des choix discrets est fondée sur une théorie de la décision appelée « théorie de l’utilité aléatoire » (random utility theory [RUT]). Celle-ci a été élaborée en psychologie mathématique par Thurstone en 1927 [30], puis développée économétriquement par McFadden en 1974 [31]. La RUT suppose que l’analyste n’est pas en mesure d’observer la totalité de l’utilité d’un individu. Elle intègre une fonction d’utilité comprenant deux éléments : un élément déterministe et observable par le chercheur, et un second, aléatoire et inobservable par le chercheur. La partie déterministe est supposée constituée des principaux attributs d’intérêts constitutifs des options. En supposant que cette fonction d’utilité est linéaire et additive, l’équation à estimer est donnée par :

14Où β₁, β₂, …, β_n correspondent aux paramètres du modèle à estimer, X₁, X₂, …, X_n, aux valeurs respectives des attributs et v, au terme inobservable du modèle. La constante β₀ représente la possibilité pour un individu de favoriser arbitrairement l’une des options, quelles que soient les valeurs des attributs. Enfin, les indices des paramètres β correspondent aux utilités marginales de chacun des attributs.

15L’influence des caractéristiques personnelles des patients sur les utilités marginales a été testée en incluant dans le modèle principal des termes d’interaction entre attributs et caractéristiques. Le choix des interactions examinées reposait sur les hypothèses a priori suivantes :

• l’expérience de la pratique des dépistages, l’information sur ces dépistages et l’expérience du cancer étaient supposées influencer l’ensemble des attributs ;
• l’âge, le niveau d’étude, la catégorie professionnelle et le statut marital étaient supposés influencer plus particulièrement la valorisation des bénéfices et des risques afférents aux différents dépistages ; enfin
• le revenu et la catégorie professionnelle étaient supposés influencer la valorisation du reste à charge financier.

16Les équations du modèle principal et du modèle avec interactions ont été estimées au moyen d’un modèle de régression qualitatif (procédure GLIMMIX de SAS^® 9.1) prenant en compte le fait que les sujets devaient répondre chacun à plusieurs ensembles de choix pouvant engendrer des corrélations entre les observations issues d’un même répondant.

Taux de réponse

17Sur les 4 000 hommes sélectionnés pour remplir le questionnaire, 262 ne l’ont jamais reçu du fait d’une erreur d’adresse (n = 252) ou d’un décès (n = 10). Sur les 3 738 hommes ayant reçu le questionnaire, 1 185 l’ont renvoyé. Parmi eux, 177 ont été exclus de l’analyse parce qu’ils étaient incomplets (n = 82) ou parce que le test de rationalité était un échec (n = 95). Au final, le nombre de questionnaires exploitables s’élevait à 1 008, ce qui correspond à un taux de réponse de 27 %. Les caractéristiques sociodémographiques des répondants sont présentées dans le tableau II.

Connaissances et pratiques des dépistages du cancer colorectal et du cancer de la prostate

18Parmi les 1 008 répondants (tableau III), 8 % avaient déjà souffert d’un cancer et dans 8 % des cas, il s’agissait d’un cancer colorectal. La quasi-totalité des hommes avait déjà entendu parler du dépistage du cancer colorectal. Le vecteur d’information le plus fréquemment cité était le médecin, suivi par la caisse d’assurance maladie, les médias et l’association organisatrice du dépistage. Un test de dépistage du cancer colorectal avait déjà été réalisé par 74 % des répondants. La part d’entre eux ayant déjà effectué une recherche de sang occulte dans les selles était de 58 %, soit un taux presque deux fois supérieur à celui observé au niveau national par l’InVS et 16 % avaient déjà réalisé une coloscopie. Enfin, 70,4 % des hommes ayant réalisé le dépistage du cancer colorectal avaient également effectué celui de la prostate.

19Concernant le dépistage du cancer de la prostate, ils étaient 87 % à en avoir déjà entendu parler. Le vecteur d’information le plus fréquemment cité était à nouveau le médecin suivi des proches (famille, amis) et des médias. La part des hommes ayant déjà réalisé un test de dépistage du cancer de la prostate était de 62 %. Pour 52 % d’entre eux, le test consistait en un toucher rectal associé au dosage des PSA et pour 48 % d’entre eux, en un dosage des PSA seul. Enfin, 84,5 % des hommes ayant réalisé le dépistage du cancer de la prostate avaient également effectué celui du cancer colorectal.

Freins et moteurs à la pratique des dépistages

20Face aux trois options systématiquement présentées dans les choix discrets (deux options de dépistage et une sans dépistage), une nette préférence des répondants pour les options de dépistage a été constatée, qu’il s’agisse du cancer colorectal ou de la prostate. En effet, l’option « aucun dépistage » n’a été sélectionnée que dans 4,2 % des cas pour les choix concernant le cancer colorectal et dans 4,6 % des cas pour ceux concernant le cancer de la prostate.

21Les résultats des réponses aux choix discrets concernant le dépistage du cancer colorectal sont présentés dans le tableau IV et ceux concernant le dépistage du cancer de la prostate, dans le tableau V. Ces tableaux synthétisent les résultats du modèle principal et du modèle intégrant les interactions avec les variables sociodémographiques.

22Concernant le dépistage du cancer colorectal, le questionnaire proposait aux hommes de choisir à trois reprises leur option préférée parmi trois, soit deux options de dépistage de cancer colorectal et une option « aucun dépistage ». Les résultats du modèle principal (tableau IV) proviennent d’un échantillon comportant 9 072 observations issues des réponses des 1 008 hommes aux trois ensembles de choix discrets. Après suppression des individus présentant des données sociodémographiques manquantes, les résultats du modèle avec interactions proviennent d’un échantillon comportant 3 762 observations issues des réponses de 418 hommes aux trois ensembles de choix discrets.

23Concernant le dépistage du cancer de la prostate, le questionnaire proposait aux hommes de choisir à quatre reprises leur option préférée parmi trois, soit deux options de dépistage de cancer de la prostate et une option « pas de dépistage ». Les résultats du modèle principal de choix discrets (tableau V) proviennent d’un échantillon comportant 12 096 observations issues des réponses des 1 008 hommes aux quatre ensembles de choix discrets. Après suppression des individus présentant des données sociodémographiques manquantes, les résultats du modèle avec interactions (tableau V) proviennent d’un échantillon comportant 5 016 observations issues des réponses de 418 hommes aux 4 ensembles de choix discrets.

24L’analyse des résultats relatifs au dépistage du cancer colorectal a révélé que tous les attributs influençaient significativement le choix des hommes. Concernant le dépistage du cancer de la prostate, seul le coût du dépistage n’influençait pas leur décision.

25Tous les signes des coefficients étaient conformes aux attentes, à une exception près. Un coefficient positif indique que l’utilité (ou la satisfaction) du répondant augmente avec l’attribut correspondant, tandis qu’un coefficient négatif indique que l’utilité du répondant diminue avec cet attribut. Pour les deux types de dépistage, les signes des coefficients témoignaient d’une satisfaction accrue des hommes lorsque l’efficacité et la capacité de détection des dépistages augmentaient, et d’un sentiment de désutilité associé à l’augmentation des risques d’effets délétères du traitement. Ces résultats confortaient donc les hypothèses a priori. En revanche, le signe positif du coefficient associé au risque de surdiagnostic était inattendu puisqu’il signifiait que l’utilité que les hommes retiraient du dépistage augmentait lorsque le risque de surdiagnostic était majoré. Les valeurs des coefficients indiquaient quant à elles que les hommes considéraient comme prioritaires l’efficacité du dépistage, puis sa capacité de détection. Leur choix de participer aux dépistages était au contraire freiné en premier lieu par le coût (uniquement s’agissant du dépistage du cancer colorectal), puis par le risque d’effets délétères du traitement. Les résultats révélaient une crainte supérieure pour le risque d’impuissance plutôt que pour celui d’incontinence. Les valeurs des coefficients associées aux modalités techniques de réalisation des dépistages montraient par ailleurs une réticence aux différentes techniques proposées.

26L’influence des caractéristiques sociodémographiques des hommes sur leurs choix en matière de dépistage a été mesurée par l’introduction de termes d’interaction dans les modèles de choix discrets.

27Concernant le dépistage du cancer colorectal, les résultats du modèle avec interactions indiquaient que les préférences des hommes variaient en fonction de leur catégorie professionnelle et de leur expérience de dépistage. La capacité de détection du dépistage était plus valorisée par les hommes qui avaient déjà participé au dépistage du cancer colorectal que par ceux qui n’y avaient jamais participé. L’efficacité du dépistage était significativement plus valorisée par les hommes cadres ou de profession intellectuelle supérieure que par ceux appartenant aux autres catégories professionnelles. En revanche, le coût du dépistage freinait moins la participation des cadres et des professions intellectuelles supérieures que les hommes exerçant une autre profession. Le risque de surdiagnostic était perçu négativement par les hommes cadres ou de profession intellectuelle supérieure contrairement aux autres.

28Concernant le dépistage du cancer de la prostate, les résultats du modèle avec interactions révélaient que les choix différaient selon l’expérience de dépistage, le degré d’information concernant le dépistage, l’expérience de cancer et le niveau d’étude. Le fait d’être informé renforçait l’importance accordée à l’efficacité du dépistage, mais aussi la crainte relative au risque d’impuissance après traitement du cancer dépisté. Les hommes ayant déjà réalisé un dépistage du cancer de la prostate restaient réticents vis-à-vis des deux techniques possibles. La capacité de détection du dépistage était également plus valorisée par ces hommes que par ceux qui n’avaient jamais souffert d’un cancer. L’influence de la capacité de détection du dépistage dans le choix de se faire dépister dépendait également du niveau d’étude des hommes puisque ceux qui avaient suivi des études supérieures tenaient davantage compte de cet attribut dans leur décision que ceux dont le niveau d’étude est inférieur au baccalauréat. Enfin, le niveau d’étude des hommes modifiait leur perception du risque de surdiagnostic puisque ceux qui avaient suivi des études après le baccalauréat souffraient d’un sentiment de désutilité lorsque le risque de surdiagnostic augmentait.