Influence des facteurs socioéconomiques sur la vaccination contre les infections à papillomavirus humain chez les adolescentes en France

// Influence of socioeconomic factors on human papillomavirus vaccine uptake in adolescent girls in France

Introduction

La vaccination contre les infections à papillomavirus humain (HPV) a été introduite dans le calendrier vaccinal français en 2007. Initialement recommandée à l’âge de 14 ans, elle est actuellement recommandée aux filles âgées de 11 à 14 ans, avec un rattrapage possible jusqu’à 19 ans révolus. La couverture vaccinale (CV) du vaccin HPV est faible : 29% pour 1 dose à 15 ans et 24% pour 2 doses à 16 ans selon les dernières estimations de Santé publique France au 31 décembre 2018 (voir article de L. Fonteneau et coll. dans ce numéro du BEH).

Les freins à la vaccination sont multiples. Tout d’abord le contexte français est marqué par une hésitation vaccinale dans la population vis-à-vis de certains vaccins entraînant des refus ou des reports de la vaccination. Une étude réalisée à partir des données du Baromètre de Santé publique France 2016 a estimé l’hésitation vaccinale en France, au sens de la définition proposée par l’Organisation mondiale de la santé (OMS) ¹. Elle a été estimée à 48% pour les vaccins en général chez les parents d’adolescentes. Concernant la perception de la balance bénéfice-risque du vaccin contre les infections à HPV, 24% avaient une opinion défavorable et 38% avaient des doutes sur l’efficacité ou la sécurité du vaccin ². Cette vaccination fait également l’objet de questionnements de la part des professionnels de santé. Dans une étude réalisée en 2014 auprès de médecins généralistes, 17,1% le recommandaient parfois et 10,5% jamais ³. Selon les résultats d’une revue systématique réalisée à partir de 79 études dans 15 pays, le facteur influençant le plus la vaccination HPV était la recommandation par le médecin ⁴. En France, le médecin est également la source d’information principale des parents au sujet de la vaccination de leur enfant (81% d’entre eux d’après le Baromètre de Santé publique France 2016 ⁵).

Les autres freins documentés dans la littérature internationale sont liés au profil socioéconomique des jeunes filles ou de leurs parents. Les déterminants individuels rapportés sont multiples : âge, origine ethnique et religion, revenu du foyer, niveau d’éducation des parents, statut vaccinal pour d’autres vaccins, fréquence de recours aux soins, couverture santé, pratique des mères (consultations gynécologiques, dépistage) ^6,7,8,9. L’influence de ces différents facteurs sur la CV peut varier selon les études et contextes locaux. Des études écologiques ont également décrit des différences de CV selon des caractéristiques territoriales : niveau de désavantage social, niveau d’urbanisation, proportion de population immigrée, opinions politiques, existence de programme de vaccination à l’école ^10,11,12.

En France les inégalités socioéconomiques sont associées à la fois à la vaccination contre les infections à HPV et au dépistage du cancer du col de l’utérus. Les femmes ayant une situation socioéconomique défavorisée participent moins au dépistage ¹³. Une étude a montré que le fait de ne pas disposer de couverture complémentaire privée et de vivre dans une famille à faibles revenus était associé à une plus faible vaccination HPV chez les filles et à un moindre recours au dépistage chez les femmes. Les profils socioéconomiques des filles non vaccinés et des femmes non dépistées se recoupaient ¹⁴. Les jeunes femmes appartenant à des milieux défavorisés cumulent ainsi le risque de ne bénéficier d’aucune des deux mesures de prévention du cancer du col de l’utérus au cours de leur vie.

Au final il ressort que les inégalités dans la vaccination HPV résultent à la fois de facteurs individuels et de facteurs liés à l’environnement de vie. L’objectif de notre étude était de décrire les déterminants socioéconomiques individuels et contextuels liés à l’initiation de la vaccination contre les infections à HPV chez les adolescentes en France, et d’explorer si la prévalence de la vaccination variait en fonction de caractéristiques territoriales (niveau de désavantage social, urbanisation, densité médicale, taux d’immigrés).

Matériel et méthode

Nous avons réalisé une étude écologique rétrospective à partir des données de remboursement de vaccins HPV disponibles dans le Système national des données de santé (SNDS) et conduit une analyse multiniveaux en prenant en compte simultanément les caractéristiques individuelles et celles liées à la commune de résidence des filles.

Population d’étude

L’étude incluait les filles nées entre 1997 et 1999 et résidant en France métropolitaine. Ces filles étaient ciblées par les recommandations de vaccination HPV à l’âge de 14 ans, ou en rattrapage jusqu’à l’âge de 19 ans. Une partie des filles nées en 1999 a initié la vaccination dès l’âge de 13 ans, conformément à l’évolution des recommandations à partir de 2012-2013 avec un avancement de l’âge d’initiation de la vaccination.

Source de données

Les données individuelles, dont les remboursements de vaccins, ont été extraites du DCIR (Datamart de consommations inter-régimes). Les variables socioéconomiques de la commune de résidence ont été extraites de différentes sources de données : DCIR, Institut national de la statistique et des études économiques (Insee), Direction de la recherche, des études, de l’évaluation et des statistiques (Drees). Ces variables ont été récupérées à la date du dernier recensement de l’Insee en 2013.

Période d’étude

L’extraction des données de remboursements des vaccins a porté sur la période 2007-2016. Les remboursements de vaccins HPV recensés entre 11 et 16 ans ont été inclus.

Description des données individuelles

Les données individuelles suivantes ont été récupérées à partir des bases de données du DCIR :

Description des données socioéconomiques de la commune

L’indice de désavantage social (Fdep) a été utilisé pour déterminer le niveau socioéconomique de la commune de résidence des filles. Il est défini à partir de quatre variables : revenu médian par foyer, pourcentage des diplômés de niveau baccalauréat, pourcentage d’ouvriers dans la population active et pourcentage de chômeurs dans la population active. Le Fdep est disponible pour les communes de France métropolitaine ¹⁵.

Deux variables démographiques ont été exploitées au niveau de la commune : la tranche d’unité urbaine définie par l’Insee et recodée en cinq catégories, et le taux d’immigrés également défini par l’Insee à partir du nombre de personnes nées à l’étranger et résidant en France (qu’elles aient ensuite pris la nationalité française ou non).

Les indicateurs de l’offre de soin considérés dans l’étude étaient l’accessibilité potentielle localisée (APL) aux médecins généralistes et aux gynécologues, exprimée en équivalent temps plein pour 100 000 habitants. L’intérêt de cet indicateur est qu’il s’affranchit des limites administratives car il tient compte de l’offre de soins et de la demande au niveau de la commune et des communes voisines ¹⁶.

Critères d’inclusion et d’exclusion

La variable BEN-NIR-ANO, correspondant au numéro d’identifiant unique des bénéficiaires, a été utilisée pour rattacher les remboursements de vaccins à une même fille. Les filles étaient exclues si elles étaient décédées avant l’âge de 17 ans, avaient une commune de résidence hors France métropolitaine, ou si elles avaient un code commune manquant ou incohérent. Par ailleurs, les filles appartenant à certains régimes ont été exclues de l’étude en raison d’une complétude insuffisante des consommations de soins pour toute la période d’étude.

Statut vaccinal HPV

Le nombre de remboursements de doses de vaccins HPV a été utilisé comme proxy pour estimer le statut vaccinal des jeunes filles. Chaque remboursement a été considéré comme une dose de vaccin, quel que soit le délai entre les remboursements. L’étude a été limitée aux vaccinations effectuées jusqu’à 17 ans en raison des difficultés à affecter de manière fiable les remboursements de vaccin après l’âge de 17 ans aux jeunes filles concernées, en cas d’ouverture de droit auprès de mutuelles étudiantes.

La variable d’intérêt était l’initiation de la vaccination définie par le remboursement d’au-moins une dose de vaccin HPV avant 17 ans (jour anniversaire des 17 ans exclu). Une analyse complémentaire a été réalisée pour étudier la complétude de la vaccination, définie par 3 doses de vaccins HPV avant 17 ans, parmi les filles ayant reçu une première dose de vaccin.

Analyse statistique

Les associations entre le statut vaccinal et les variables explicatives ont été explorées par des modèles multiniveaux de régression de Poisson.

Les modèles multiniveaux permettent de tenir compte de la structure hiérarchique des données utilisées (1-individu, 2-commune, 3-département). Le niveau départemental a été ajouté, malgré l’absence de variables disponibles à ce niveau, pour tenir compte de l’hétérogénéité entre départements pouvant résulter de facteurs externes non pris en compte dans cette analyse (ex. : politiques locales, adhésion des professionnels de santé…).

L’effet de certaines variables explicatives continues sur le logarithme de la probabilité de vaccination n’était pas linéaire pour les variables suivantes : nombre moyen de consultations chez le médecin généraliste par an, APL aux médecins généralistes (MG), APL aux gynécologues et Fdep. Ces variables ont donc été modélisées par des splines cubiques naturelles avec quatre degrés de libertés. Le taux d’immigrés a été pris en compte de façon linéaire. Le nombre de consultations chez le gynécologue a été discrétisé.

La formule du modèle est la suivante :

avec Y_i le statut vaccinal (0=Non, 1=Oui) de la jeune fille i, X_1,i, …, X_k,i les valeurs des k variables explicatives catégorielles ou linéaires de cette jeune fille, s(X_k+1,i), …, s(X_k+l,i), les valeurs des splines cubiques de lissage pour les l variables continues inclues de façon non linéaires, θ_c,i la valeur de l’effet aléatoire, pour la commune c dans laquelle vit la jeune fille i, ν_d l’effet aléatoire du département d, dans lequel est située la commune, c, de la jeune fille i.

Des pentes aléatoires au niveau du département ont été ajoutées au modèle et testées afin de voir si l’effet de certaines variables explicatives était modulé par le département de résidence. Ceci a aussi été fait pour les variables introduites à l’aide de splines, notamment le Fdep. Une procédure descendante pas à pas a été utilisée pour sélectionner les variables du modèle multivarié (seuil de significativité, p=0,1). L’AIC (Akaike Information Criterion) a été utilisé pour identifier les pentes aléatoires permettant d’améliorer le modèle multivarié.

Les résultats ont été exprimés par des rapports de prévalence (RP) avec intervalles de confiance à 95% (IC95%). Pour les variables continues intégrées sous forme de spline, les RP sont présentés dans les tableaux en prenant un point de référence au sein de chaque catégorie.

Cette analyse a été réalisée avec le logiciel R, version 3.3.1 ¹⁷.

Résultats

Analyse descriptive

L’étude a porté sur 1 051 656 filles nées entre 1997 et 1999 : 35% des filles avaient initié la vaccination HPV avant 17 ans et, parmi elles, 58% avaient reçu 3 doses avant 17 ans. En majorité, les filles ont reçu la première dose à 14 ans (49%), puis à 15 ans (26%) et 16 ans (15%), tandis que 9% de filles ont reçu la première dose à 11 ou 12 ans. Les médecins généralistes étaient les principaux prescripteurs de la première dose de vaccin HPV (86%), tandis que les gynécologues et les pédiatres étaient à l’origine de respectivement 8% et 4% des prescriptions. Au total, 89% des filles appartenaient au régime général (RG), 4% avaient déclaré une ALD et 12% étaient bénéficiaires de la CMU-C.

Variables associées à l’initiation de la vaccination HPV

Dans l’analyse univariée, toutes les variables étudiées, sauf la déclaration d’une ALD, étaient significativement associées à l’initiation de la vaccination (tableau 1). L’effet des quatre variables suivantes variait de façon significative selon le département : remboursement d’un vaccin DTP, nombre de consultations chez le gynécologue, statut CMU-C et Fdep.

Dans l’analyse multivariée, toutes les variables incluses dans le modèle étaient significativement associées à la vaccination HPV sauf l’APL aux médecins généralistes (tableau 1).

Après ajustement sur les autres facteurs, une prévalence plus faible de la vaccination HPV était observée chez les filles nées en 1998 et 1999 par rapport à 1997 ainsi que chez les bénéficiaires de la CMU-C par rapport aux non bénéficiaires. La prévalence de la vaccination était plus élevée chez les filles ayant reçu un rappel de vaccination DTP. En outre, elle augmentait avec le nombre de consultations médicales de MG et de gynécologues au cours de la période d’étude.

Des différences étaient observées selon les caractéristiques de la commune de résidence, avec une prévalence de la vaccination plus faible chez les filles résidant dans les communes les plus défavorisées, dans l’agglomération de Paris, dans les communes avec une faible accessibilité aux gynécologues et lorsque le taux d’immigrés augmentait.

Globalement la prévalence de la vaccination HPV diminuait lorsque le niveau de désavantage social augmentait mais cette association était variable selon le département (figure 1) : baisse quasi-linéaire (ex. : Essonne), pas de différence notable (ex. : Haute-Savoie) ou remontée de la prévalence de la vaccination dans les communes les plus défavorisées (ex. : Hautes-Alpes). Les courbes départementales sont disponibles via l’URL suivante : https://dataviz.santepubliquefrance.fr/hpv. De la même manière que le Fdep, l’effet de la variable CMU-C sur la prévalence de la vaccination HPV était variable selon le département (figure 2). Les RP des filles bénéficiant de la CMU-C par rapport aux filles n’en bénéficiant pas étaient plus faibles dans le Sud-Est de la France.

Facteurs associés à la complétude de la vaccination HPV

Parmi les 367 992 filles ayant reçu une première dose de vaccin, les variables associées à la complétude de la vaccination étaient les mêmes que celles associées à l’initiation, sauf l’APL aux gynécologues. Par ailleurs la complétude de la vaccination variait selon le prescripteur de la première dose. Parmi les filles ayant initié la vaccination, la proportion de filles ayant ensuite reçu trois doses de vaccin était de 58,5% pour les médecins généralistes, 47,3% pour les gynécologues et 66,2% pour les pédiatres. Après ajustement sur toutes les autres variables, comparativement aux médecins généralistes, les RP ajustés étaient de 0,80 (IC95%: [0,79-0,81]) pour les gynécologues et de 1,27 [1,24-1,29] pour les pédiatres.

Discussion

Cette étude montre qu’au-delà des déterminants individuels il existe des inégalités de recours à la vaccination HPV liées aux disparités socioéconomiques présentes dans un territoire donné. Il s’agit de la première étude en France ayant mis en évidence une baisse de la CV en lien avec le niveau de désavantage social estimé au niveau de la commune de résidence. Pour les autres facteurs contextuels, les résultats sont cohérents avec d’autres études conduites dans quelques régions françaises qui avaient identifié une association ou une corrélation avec les caractéristiques de la zone de résidence : taux de chômage, proportion d’immigrants, proportion d’étrangers, proportion de personnes couvertes par la CMU-C, zone rurale, taux de familles monoparentales ^18,19,20.

L’effet visible au niveau de la commune reflète probablement une multiplicité de facteurs pouvant influencer la vaccination. L’indice de désavantage social caractérise l’environnement dans lequel vivent les filles et ne tient pas compte des déterminants individuels liés au recours à la vaccination. Néanmoins, l’utilisation d’un modèle multiniveau a permis d’ajuster les analyses sur certaines caractéristiques individuelles disponibles dans le DCIR (année de naissance, recours aux soins et statut CMU-C). Ce type de modèle permet une analyse plus fine en distinguant la variabilité individuelle et la variabilité liée à la commune ou au département ²¹. Au niveau individuel, il est intéressant de noter une association positive de la vaccination avec le fait d’avoir reçu un rappel DTP à l’adolescence et avec le nombre de consultations de médecins généralistes et de gynécologues. Ces facteurs ont été décrits dans la littérature et peuvent refléter l’influence du suivi médical et/ou une meilleure adhésion à la vaccination ^4,7. En France, l’information sur la vaccination est classiquement donnée par le médecin lors d’une consultation de suivi médical, et il est attendu de retrouver une meilleure acceptabilité et une meilleure prévalence de la vaccination HPV parmi les jeunes filles ayant plus fréquemment recours aux soins primaires et déjà sensibilisées à la prévention vaccinale. La sensibilisation et l’accès universel à l’information pour toutes les adolescentes est un axe qui pourrait être exploré pour réduire les inégalités observées dans la vaccination HPV.

Par ailleurs, l’analyse au niveau départemental a mis en évidence la nature variable de l’association entre la vaccination HPV et le niveau de désavantage social, avec une baisse plus ou moins marquée selon les départements. Il serait intéressant d’explorer les courbes départementales plus finement en lien avec les politiques ou actions de vaccination mises en place localement. Dans certains départements, une remontée de la prévalence de la vaccination a été observée parmi les filles vivant dans les communes les plus défavorisées. Un résultat similaire a été observé dans certaines études (États-Unis et certaines provinces au Canada) ^12,22. La signification de ce résultat n’est pas claire et devrait être explorée en fonction des caractéristiques locales d’adhésion et d’accès à la vaccination parmi les populations les plus défavorisées ²³. En outre, ce résultat doit être interprété avec précaution compte tenu des faibles effectifs dans les communes ayant des indices de défavorisation extrêmes.

Des différences entre départements ont également été observées pour le statut CMU-C avec des inégalités qui semblent plus marquées dans les départements du Sud-Est de la France. Il est peu probable que ces différences reflètent un frein financier puisque les bénéficiaires de la CMU-C sont intégralement pris en charge sans avance de frais pour les consultations médicales et les achats de médicaments. Néanmoins, le statut CMU-C pourrait refléter l’influence d’autres déterminants socio-comportementaux ayant pour conséquence un défaut de vaccination. L’association de la vaccination HPV avec le taux d’immigrés au niveau de la commune pourrait refléter l’influence de freins socioculturels vis-à-vis de la vaccination HPV. Des différences de CV selon l’origine géographique et ethnique ont été observées dans plusieurs pays ⁷. La perception du risque de l’infection à HPV et de l’intérêt du vaccin peut être variable selon les valeurs morales ou religieuses qui prévalent dans certaines communautés ^8,24.

Notre étude montre qu’il existe des inégalités sociales et territoriales d’accès à la vaccination HPV mais elle ne permet pas d’appréhender finement les mécanismes à l’origine de ces inégalités. L’étude des inégalités sociales de santé est complexe en raison de l’intrication de facteurs individuels et contextuels. Il est difficile de dissocier l’effet propre et cumulatif de ces facteurs. En outre, le niveau communal ne représente pas le meilleur proxy pour caractériser le niveau socioéconomique, notamment dans les grandes agglomérations au sein desquelles de fortes disparités en matière de défavorisation sociale et d’accès aux soins peuvent apparaître. Une analyse à un niveau géographique plus petit serait plus informative, mais la commune était le niveau le plus fin disponible dans les bases du DCIR.

La principale limite de cette étude est liée à l’absence de prise en en compte de l’ensemble des déterminants de la vaccination, en particulier la perception de la vaccination parmi la population et les professionnels de santé. L’adhésion à la vaccination est en effet très variable en fonction de la région, avec des proportions plus élevées de personnes défavorables à la vaccination dans les régions du Sud de la France ²³. L’hésitation vaccinale peut expliquer une partie des disparités observées.

Les inégalités socioéconomiques liées à la vaccination peuvent être particulièrement marquées lorsque la vaccination est opportuniste comme en France. Les études réalisées dans les pays avec des programmes organisés de vaccination, notamment en milieu scolaire (Australie, Royaume-Uni, Suède…), ont montré que ces programmes permettaient non seulement d’obtenir une CV plus élevée, mais également de réduire les inégalités sociales ^{10,25,26,27,28}. Les résultats de notre étude incitent à diversifier les accès à la vaccination, voire à une réflexion sur un programme organisé de vaccination en France. En outre, il sera intéressant de reconduire l’analyse en incluant les filles vaccinées plus récemment afin d’évaluer si ces inégalités sociales et territoriales persistent ou se réduisent au cours du temps. Cette analyse pourrait contribuer à évaluer l’impact des changements dans la stratégie de vaccination (par exemple, l’introduction de la vaccination dès 11 ans à partir de 2012) ou des actions locales de promotion de la vaccination.

L’utilisation des bases de données de l’Assurance maladie permet d’avoir des données précises et quasi-exhaustives sur les remboursements de vaccins, mais ces données présentent quelques limites. En premier lieu, il s’agit de données de remboursement de vaccins et non de doses administrées. On peut néanmoins faire l’hypothèse que le remboursement de doses de vaccin est un bon proxy pour le statut vaccinal, en particulier pour un vaccin cher. Cette source de données est également utilisée en routine pour le suivi de la CV HPV en France. Il est néanmoins souligné que l’indicateur défini dans notre étude (initiation de la vaccination avant 17 ans) est différent de celui utilisé pour le suivi de la CV (initiation de la vaccination avant 15 ans). L’indicateur de suivi de la CV prend en compte les vaccinations respectant les recommandations du calendrier vaccinal, c’est-à-dire la première dose entre 11 et 14 ans, et ne prend pas en compte l’initiation tardive. Dans notre étude, nous avons choisi de prendre en compte les vaccinations tardives qui sont tout aussi intéressantes dans une étude globale sur les déterminants de la vaccination. Par ailleurs, il serait intéressant d’étudier spécifiquement les déterminants des vaccinations tardives qui peuvent être la conséquence de l’hésitation vaccinale. On peut néanmoins souligner que la grande majorité des filles vaccinées reçoit la première dose avant 16 ans (voir article de L. Fonteneau et coll. dans ce numéro du BEH).

En outre, les vaccinations effectuées dans une structure publique, par exemple les centres de vaccination, n’apparaissent pas dans les données du DCIR, ce qui peut entrainer une sous-estimation de la CV dans certains territoires. Il n’y a pas de données publiées, mais les vaccins HPV délivrés dans des structures publiques représentent probablement une part minime par rapport aux vaccins délivrés dans le circuit classique de l’Assurance maladie. Ce point serait intéressant à explorer pour interpréter les résultats et notamment pour l’agglomération de Paris dans laquelle l’offre de vaccination est peut-être plus diversifiée.

Par ailleurs des erreurs ont été constatées tardivement dans l’affectation des départements de résidence selon les codes commune enregistrés dans le DCIR. Les vérifications montrent que ces erreurs concernent un nombre limité de filles (0,2% par rapport au nombre total de filles incluses). Il est très peu probable que cela ait un impact sur les résultats du modèle multivarié mais il conviendra de vérifier plus attentivement si cela a pu affecter, pour certains départements, les courbes présentant la relation entre la prévalence de la vaccination et le Fdep. Enfin, nous avons dû exclure de l’analyse certains régimes d’assurance maladie en raison d’une mauvaise complétude des données de consommations de soins. L’impact sur les résultats a été considéré comme limité dans la mesure où cela représentait une faible proportion de filles (moins de 5%). Enfin, notre étude n’a pas pris en compte les départements d’outre-mer (DOM) car le Fdep n’est pas adapté au contexte des DOM ²⁹. Il sera intéressant de conduire des études dans ces territoires dans lesquels il peut exister des problématiques spécifiques en lien avec la vaccination HPV.

Malgré les limites inhérentes à l’utilisation de base de données médico-administratives, la précision des données recueillies et la puissance statistique des analyses représentent des points forts de l’étude. Il a été possible de générer des données départementales utiles pour les acteurs territoriaux. L’historique des données, qui est de 20 ans dans le cadre de l’accès SNDS, permet par ailleurs de documenter précisément le statut vaccinal et le recours individuel aux soins des filles.

Conclusion

Cette étude a mis en évidence des inégalités sociales et territoriales associées à la vaccination HPV. Globalement, une baisse de la prévalence de la vaccination est observée avec le niveau de défavorisation de la commune de résidence. Cependant, dans certains départements, la prévalence remonte dans les communes les plus défavorisées. Cette hétérogénéité territoriale dans la relation entre défavorisation et vaccination devrait être explorée en fonction des contextes locaux. Les facteurs à l’origine des inégalités pouvant s’enchainer et s’accumuler au cours de la vie, certaines filles peuvent cumuler le risque d’échapper aux deux moyens de prévention du cancer du col de l’utérus, voire à une prise en charge plus tardive de la maladie. Ce constat incite à optimiser les efforts visant à augmenter la couverture vaccinale globalement et à mettre en œuvre des politiques de santé publique permettant de réduire les inégalités de santé.

Remerciements

Conseils pour l’étude : Marjorie Boussac, Maud Gorza, Françoise Hamers, Daniel Eilstein (Santé publique France). Relecture du manuscrit : Didier Che (Santé publique France).

Liens d’intérêt

Les auteurs déclarent ne pas avoir de liens d’intérêt au regard du contenu de l’article.

Références

Citer cet article