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Synthèse des études sur l'évaluation quantitative et économique des risques pour la santé humaine liés à l'exposition à de faibles taux de PCB
3. Évaluation économique
3.1 Méthodes d'évaluation économique des effets sur la santé
Lorsqu'il s'agit de faire une évaluation des avantages environnementaux, deux méthodes principales sont utilisées pour attribuer une valeur (fonction d'évaluation économique) aux effets néfastes pour la santé. La méthode la plus facilement comprise par le grand public est celle qui mesure le coût effectif du traitement médical de l'effet sur la santé, ainsi que les autres coûts financiers occasionnés par la maladie, tels que la perte de revenu du patient et des membres de sa famille qui en prennent soin. Un concept d'évaluation économique plus large, privilégié par les économistes, fait appel à des mesures qui englobent toute la palette des conséquences subies par les personnes touchées et la société. Ces mesures englobent aussi bien les coûts financiers que les conséquences sur la qualité de vie, notamment les suivants :
Coûts médicaux. Les coûts déboursés directement par la personne (ou la famille) touchée et les coûts pris en charge par un tiers, soit le gouvernement ou une assurance privée.
Perte de productivité. Valeur du revenu perdu lorsqu'une personne est incapable d'exercer ses activités professionnelles habituelles à cause de sa maladie ou lorsqu'elle meurt. Inclut aussi la valeur d'une perte de productivité qui n'est pas forcément rémunérée par un salaire, comme les soins donnés aux enfants ou aux parents âgés et les tâches ménagères habituelles.
Coûts des soins. Les coûts des soins et des services spéciaux dont une personne peut avoir besoin du fait de sa maladie, mais qui n'entrent pas dans les coûts médicaux types. Peut inclure la perte de revenu du parent qui doit s'absenter de son travail pour prendre soin de son enfant malade.
Atteintes à la qualité de vie. Incapacité partielle ou totale de s'adonner à des activités de loisirs, gêne ou dérangement (douleur et souffrance), inquiétude pour l'avenir, souci et dérangement pour les membres de la famille et d'autres personnes.
Les mesures du coût de la maladie (CDM) incluent seulement les coûts médicaux et la perte de productivité (souvent limitée à la perte de revenu) et, de ce fait, ne rendent pas compte de toutes les répercussions qu'un effet sur la santé peut avoir sur le bien-être d'une personne ou d'une famille. Par conséquent, l'utilisation de mesures du CDM dans une analyse des avantages introduit un biais par défaut qui tire vers le bas l'évaluation monétaire d'un changement dans les effets sur la santé. En revanche, les mesures du CDM ont ceci de pratique qu'elles sont souvent disponibles pour une large gamme des effets sur la santé parce qu'elles sont fondées sur des données d'emploi et de dépenses médicales.
Une mesure plus complète de la valeur d'un changement dans les effets sur la santé est la détermination de la somme d'argent qui rend la personne touchée indécise face au choix entre endurer l'effet sur sa santé ou perdre une part de revenu égale à cette somme. Cette mesure monétaire correspond au montant maximum qu'une personne consentirait à payer pour prévenir l'effet sur la santé. Le consentement à payer (CAP) traduit toutes les raisons pour lesquelles une personne pourrait vouloir éviter un effet sur la santé, y compris ses considérations financières et ses préoccupations relatives à la qualité de vie. Cependant, dans les cas où un tiers assume un montant substantiel des coûts, le CAP de la personne peut ne pas rendre compte de la totalité des coûts assumés par la société. Par conséquent, il convient d'ajouter au CAP d'une personne les coûts médicaux assurés par une compagnie d'assurance privée ou par des programmes publics pour obtenir la valeur monétaire réelle, pour la société, d'un effet sur la santé.
L'utilisation d'estimations du CAP est à privilégier dans une analyse économique des avantages lorsqu'il en existe de bonnes. Or, il n'existe pas de bonnes estimations du CAP pour chaque type d'effets sur la santé associés à une exposition aux PCB dans l'environnement. On y substitue alors généralement des estimations du CDM. Il est à prévoir que, dans la majorité des cas, les estimations du CDM seront inférieures à la totalité de la valeur qu'apporterait à la société la diminution d'un effet sur la santé, car ces estimations n'incluent pas toute la valeur des effets de la maladie sur la qualité de vie.
Il existe certaines études qui ont cherché à établir la façon dont des évaluations de plus grande envergure, basées sur le CAP, peuvent être comparées aux estimations du CDM associées à des effets semblables sur la santé. Malgré l'incertitude supplémentaire qu'elle introduit, une méthode d'ajustement des valeurs basées sur le CDM a déjà été mise au point par Santé Canada et Environnement Canada pour mieux refléter le CAP. Il s'agit du modèle d'évaluation de la qualité de l'air (MEQA), Ver. 3 (Chestnut et coll., 1999), qui a établi un ensemble de ratios CAP/CDM pour plusieurs catégories d'effets sur la santé. L'étude MEQA 3.0 commence par un examen de l'information disponible sur les ratios CAP/CDM, puis énonce la conclusion suivante :
Dans les trois études, les ratios CAP de l'individu/CDM de la société vont de 1,3 à 2,4. Les CDM utilisés dans ces études vont de quelques dollars à 7 000 $ par épisode de cataracte. Sur la base de ces résultats, nous avons sélectionné un ratio CAP/CDM de 2,0 pour les effets sur la morbidité, à l'exception des cancers non fatals. À cause des coûts relativement élevés du traitement du cancer, nous utilisons un ratio CAP/CDM de 1,5 pour les cancers non fatals. Lorsque nous ne disposons pas d'estimations du CAP, nous prenons les estimations du CDM qui sont disponibles et nous les multiplions par 2,0 ou 1,5 pour avoir une valeur approximative du CAP, que nous appelons CDM ajusté.
Ce sont ces mêmes ratios CAP/CDM qui ont été utilisés dans le présent rapport pour attribuer des valeurs estimatives plus fidèles à certains effets sur la santé liés aux PCB.
3.2 Valeurs unitaires ou fonctions d'évaluation économique disponibles relativement aux effets des PCB sur la santé
On ne trouve pas de valeurs économiques obtenues à l'aide de méthodes basées sur le CAP ou le CDM pour un bon nombre d'effets sur la santé que l'on croit associés à une exposition environnementale à de nombreuses substances dangereuses. Bien qu'il soit depuis longtemps reconnu que les PCB sont des contaminants omniprésents et potentiellement dangereux, et en dépit du fait qu'ils sont, de tous les polluants, ceux dont on a étudié le plus les risques pour la santé humaine et les écosystèmes, il n'existe pas de méthode satisfaisante pour attribuer une valeur économique à la majorité des effets sur la santé dont on sait ou dont on soupçonne qu'ils sont liés aux PCB.
Pour ce qui concerne un sous-groupe d'effets liés aux PCB, on a élaboré, dans le cadre de recherches économiques, des fonctions d'évaluation économique qu'il serait possible d'appliquer dans les analyses des avantages pour la santé d'une réduction de l'exposition aux PCB. Qui plus est, à l'occasion d'analyses de politiques antérieures, ces fonctions ont été adaptées de manière à être utilisées dans des analyses d'avantages environnementaux (quoique généralement pas à des analyses ayant trait aux PCB), ce qui permet d'affirmer que les techniques d'évaluation ont fait l'objet d'un certain examen critique par les pairs et par le public.
Il sera difficile de déterminer si une fonction d'évaluation économique disponible est utilisable dans une analyse ayant trait aux PCB tant que l'on n'aura pas identifié les méthodes convenant à une analyse des risques liés aux PCB axée sur un scénario d'exposition précis. Une analyse des avantages économiques n'est défendable que si les méthodes d'évaluation ont été soigneusement sélectionnées en fonction des effets sur la santé propres à la situation.
Dans les pages qui suivent, nous nous intéresserons aux fonctions d'évaluation qui se rapportent à certains effets sur la santé que pourrait avoir l'exposition aux PCB, soit : les décès prématurés, le cancer du foie non fatal et le LNH, l'hypertension et les affections liées à l'hypertension (coronaropathie et AVC), les anomalies neurodéveloppementales et les déficits développementaux (y compris les pertes de points de QI), et les symptômes respiratoires.
3.3 Évaluation économique de la mortalité (dans le cas des cancers fatals)
La fonction d'évaluation économique d'une réduction des risques de mort prématurée est presque toujours la plus importante fonction d'évaluation utilisée dans une analyse des avantages environnementaux pour la santé, et celle qui suscite le plus de controverse. De très nombreux articles économiques ont été publiés dans le monde sur l'exigence des gens à l'égard de la réduction des risques de mortalité, et ce sujet demeure un champ de recherche très actif. Presque tous les types de techniques d'estimation ont été utilisés dans les études d'évaluation des risques de mortalité, y compris la technique des préférences exprimées (comme les techniques par sondage ou questionnaire) et la technique des préférences révélées (par exemple les études où des valeurs sont déduites de l'observation des comportements, tels que le facteur risque-salaire et les achats de produits visant à réduire le risque). La plupart des études sur les risques de mortalité calculent une valeur estimative de la réduction de ces risques en utilisant le CAP et non le CDM. La fourchette globale des valeurs que l'on trouve dans les publications économiques traitant des risques de mortalité est très large, bien que les articles qui dépouillent systématiquement les études publiées indiquent généralement que la fourchette de la valeur d'une mesure politique, dans les pays économiquement développés, est d'un ordre de grandeur ou moins (p. ex. Viscusi et coll., 1991; Mrozek et Taylor, 2002; Viscusi et Aldy, 2003; Kochi et coll., 2006).
La valeur d'une réduction des risques fatals est généralement exprimée par la « valeur d'une vie statistique (VVS) », mais les études d'évaluation économique des risques de mortalité examinent directement la valeur de faibles variations du risque de mourir. Les principaux résultats des estimations effectuées dans les études sur les risques de mortalité sont les montants que les personnes seraient prêtes à payer pour réduire légèrement leur risque de mourir. Par exemple, une étude pourrait trouver un CAP moyen de 500 $ pour une réduction annuelle du risque de mourir de 1 sur 10 000. Dans cet exemple, lorsqu'on multiplie ces 500 $ par 10 000 (10 000 personnes exposées à une réduction de 1 sur 10 000), on obtient une VVS de 5 M$. La VVS représente donc le CAP total pour une vie sauvée au sein de la population à risque.
Les méthodes de recherche utilisées actuellement pour estimer la VVS prennent systématiquement en compte le niveau de revenu (du ménage ou individuel, selon le cas) des sujets visés par l'étude. Toutes les études canadiennes relatives à la VVS de même que toutes les études étrangères figurant dans les méta-analyses publiées utilisent les niveaux de revenu déclarés pour estimer la VVS. Dans une étude donnée, les VVS sont indiquées pour le niveau de revenu moyen des participants à l'étude. Pour aboutir à l'estimation de la VVS moyenne finale, l'étude ne tient généralement pas compte des autres facteurs qui sont susceptibles d'influer sur la volonté d'une personne de réduire le risque de mortalité, comme l'âge et l'état de santé préexistant (bien que certaines études aient cherché à déterminer l'importance de ces facteurs). Dans les analyses de politiques appliquées qui incluent la VVS dans l'estimation des avantages, on utilise le plus souvent une seule estimation de la VVS pour l'ensemble de la population exposée au risque en question, sans distinction d'âge, de revenu ou d'état de santé.
On trouve des estimations de la VVS dans des centaines d'études menées partout dans le monde, dont 10 au Canada. Le tableau 8 résume les résultats des études canadiennes (ainsi que des études parallèles menées aux États-Unis et utilisant des méthodes identiques, le cas échéant).
La fourchette des estimations de la VVS figurant au tableau 8 est très large; les estimations moyennes oscillent entre 2,5 M$ et 37,6 M$ (dollars canadiens de 2004). Vu l'étendue de l'incertitude statistique dont il est fait état dans ces études canadiennes, la fourchette potentielle est encore plus large; la marge d'incertitude, dans ces études, va de 1,3 M$ à 38,5 M$.
Il convient de faire remarquer que deux estimations, émanant d'une seule étude (Lanoie et coll., 1995), sont considérablement plus élevées que celles de la plupart des autres, et qu'elles contribuent pour une large part à élargir la fourchette des VVS calculées dans les études canadiennes. Les estimations données dans cette étude sont basées sur un petit échantillon non aléatoire et sont de ce fait de peu d'intérêt dans une analyse de politiques publiques. Bien qu'elle soit citée dans le tableau 8 pour des raisons d'exhaustivité, l'étude de Lanoie et coll. n'est pas incluse dans l'analyse qui suit sur les résultats des études canadiennes d'estimation de la VVS.
Les résultats des études canadiennes sur la VVS se situent dans une fourchette plus étroite, la plupart des estimations moyennes se situant entre 3 M$ et 9 M$. La moyenne des 17 estimations canadiennes de la VVS incluses dans le tableau 8 est de 5,9 M$. Les estimations moyennes de la VVS de cet ordre de grandeur sont des résultats relativement communs dans les méta-analyses formelles et les recommandations internationales en matière de politiques.
Le tableau 8 inclut toutefois plusieurs résultats provenant de trois études. Par exemple, l'étude de Chestnut et coll. (2004) fournit 4 des 15 estimations de VVS. Le fait d'inclure plusieurs résultats de ces trois études a pour effet de donner à ces études plus de poids qu'aux autres, qui ne fournissent qu'une estimation. Une approche plus équilibrée consisterait à trouver d'abord la moyenne des estimations de chacune de ces trois études, puis à calculer la moyenne de l'ensemble des neuf autres estimations canadiennes. La VVS moyenne des études canadiennes obtenue selon cette approche plus équilibrée est de 6,5 M$.
Tant la moyenne que la fourchette des estimations canadiennes de la VVS affiche une forte concordance avec le corpus beaucoup plus fourni des estimations de la VVS calculées dans les pays économiquement développés. Lorsqu'elles sont corrigées en fonction des taux de change et des différences de revenus réels, les estimations de la VVS du Canada, des États-Unis et de l'Europe sont très proches. On peut vérifier le caractère « raisonnable » de l'estimation de la VVS des études canadiennes en examinant les résultats des trois récentes méta-analyses d'études internationales sur la VVS (p. ex. Mrozek et Taylor, 2002; Viscusi et Aldy, 2003; Kochi et coll., 2006). Ces méta-analyses portent sur un nombre d'estimations de la VVS nettement plus grand et peuvent de ce fait fournir une estimation plus sûre de la valeur moyenne et de la fourchette des estimations de la VVS.
Les trois méta-analyses internationales sur les VVS identifiaient des études publiées effectuées dans les pays économiquement développés. Comme les méta-analyses avaient chacune leurs propres critères de sélection des études à examiner, le groupe d'études examinées est relativement différent d'une méta-analyse à l'autre. Cependant, toutes les trois ont inclus les études canadiennes sur la VVS qui ont été publiées.
La VVS estimative moyenne qui est recommandée dans l'étude de Mrozek et Taylor est de 2,4 M$ (en dollars américains de 1998, sur la base des revenus de 1990) Cette moyenne recommandée est plus issue du taux de risque réanalysé dans l'étude sous-jacente que de celui utilisé à l'origine dans chacune des études internationales sur la VVS . Sans la réanalyse du risque, la moyenne recommandée est de 6,8 M$.
L'étude de Kochi et coll., 2006, aboutit à une VVS moyenne de 5,4 M$ (en dollars américains de 2000, sur la base des revenus de 1990), et l'étude de Viscusi et Aldy, 2003, à une VVS moyenne de 7,6 M$ (dollars américains de 2000, sur la base des revenus de 1990).
Pour faciliter l'analyse qui suit, l'estimation de la VVS établie dans l'étude de Kochi et coll. (2006), soit 5,4 M$US, sera l'estimation moyenne des métaanalyses; l'estimation recommandée par Mrozek et Taylor (2002), soit 2,4 M$US, sera l'estimation plancher, et l'estimation de Viscusi et Aldy (2003), soit 7,6 M$US, sera l'estimation plafond.
La comparaison des résultats des études canadiennes avec ceux des méta-analyses internationales n'est valable que si l'on tient compte des différences de monnaies, de l'inflation et des revenus réels. La théorie économique classique veut que la VVS augmente de pair avec le revenu réel (mesuré par le produit intérieur brut [PIB] par habitant). En outre, les valeurs nominales varient sous l'effet de l'inflation, et les différences de monnaies doivent être prises en compte.
De manière à exprimer les conclusions des méta-analyses sur la VVS moyenne en dollars canadiens de 2005 en utilisant un ensemble constant de méthodes économiques concernant l'élasticité du revenu et l'inflation, il faut que les dollars américains soient convertis en dollars canadiens en fonction de quatre facteurs :
- Les différences entre le dollar canadien et le dollar américain en 1999
- Les différences entre les revenus réels (PIB par habitant) au Canada et aux États-Unis en 1999
- La croissance du PIB réel par habitant au Canada de 1990 à 2005
- L'inflation au Canada de 1999 à 2005.
Au lieu d'utiliser les simples taux de change pour convertir les dollars canadiens en dollars américains, la méthode de la parité du pouvoir d'achat (PPA) est plus appropriée pour convertir dans une autre monnaie des valeurs (prix) libellées dans la monnaie d'un pays donné. La PPA tient compte à la fois des taux de change et des éventuelles différences entre les prix réels des marchandises de deux pays au moment considéré. En 1999, l'indice de la PPA utilisé pour convertir les dollars américains en équivalents dollars canadiens était de 1,19 (Statistique Canada, 2007). Une fois convertie à l'aide de cet indice, l'estimation moyenne de la VVS (en prix de 1999 et en niveau de revenu de 1990) est égale à 6,4 M$CAN, l'estimation plancher, à 3,0 M$CAN, et l'estimation plafond, à 9,1 M$CAN (toutes en dollars canadiens de 1999).
Après cette première conversion en dollars canadiens, il faut corriger la valeur en fonction des différences de revenu réel. Une recension des publications (US EPA, 2006) sur le rapport entre l'évolution du revenu réel (mesuré par le PIB par habitant) et le revenu a conclu à une estimation de l'élasticité du revenu de 0,4 (lorsque le PIB réel par habitant augmente de 10 %, la VVS augmente de 4 %). À la longue, la correction en fonction du revenu, ainsi que l'inflation, peut avoir une influence importante sur la VVS.
Les niveaux de revenu réel par habitant au Canada en 1999 étaient de 20,8 % inférieurs à ceux des États-Unis, mesurés par le PIB par habitant corrigé en fonction de la PPA (US BLS, 2006). Lorsqu'on applique l'estimation de l'élasticité du revenu de 0,4, on doit minorer de 8,3 % les estimations canadiennes de la VVS pour tenir compte de cette différence négative.
Comme les estimations des VVS fournies par les méta-analyses sont fondées sur les niveaux de revenus de 1990, ces mêmes estimations, une fois converties en dollars canadiens, sont également fondées sur les niveaux de revenu de 1990. De 1990 à 2005, compte tenu à la fois de l'évolution du revenu réel et de la PPA, le PIB réel par habitant au Canada a crû de 29,8 % (US BLS, 2006). Lorsqu'on applique ici aussi l'estimation de l'élasticité du revenu de 0,4, on doit majorer les estimations canadiennes de la VVS de 11,9 % pour traduire la croissance du revenu réel de 1990 à 2005.
La dernière correction à apporter est celle qui concerne l'inflation enregistrée de 1999 à 2005. L'indice des prix à la consommation de 7,1 % a été utilisé pour porter les dollars de 1999 à leurs niveaux de 2005 (Statistique Canada, 2007).
Cette série de corrections en fonction de la PPA (reflétant les différences de prix et les taux de change), des différences de revenus réels entre les États-Unis et le Canada, de la croissance du revenu réel au Canada de 1999 à 2005 et de l'inflation au Canada de 1999 à 2005 aboutit aux estimations de la VVS suivantes : mesurée en revenus et en prix canadiens de 2005, l'estimation moyenne de la VVS tirée des méta-analyses s'établit à 7,1 M$. Les estimations plancher et plafond tirées des méta-analyses s'établissent respectivement, toujours en dollars canadiens, à 3,6 M$ et à 9,9 M$.
Pour être tout à fait comparable, l'estimation moyenne de la VVS tirée des études canadiennes, et fondée sur les prix au Canada en 2004, doit être corrigée en fonction des prix de 2005. En outre, elle doit être corrigée en fonction de l'augmentation du revenu réel. On a calculé l'incidence de ce dernier facteur en supposant que les niveaux de revenu indiqués dans les études canadiennes sur la VVS reflètent aussi les niveaux de revenu de 1990 (ce qui cadre avec les méthodes utilisées dans les résultats des méta-analyses internationales). Le revenu réel par habitant au Canada a crû de 33,2 % entre 1990 et 2005. Ajoutée à l'élasticité du revenu estimée à 0,4, la croissance du revenu réel entraîne une majoration de 13,3 % de l'estimation de la VVS issue des études canadiennes. L'inflation enregistrée de 2004 à 2005 par l'indice canadien des prix à la consommation (Statistique Canada, 2007) se situait à 2,0 %.
L'effet cumulatif de la croissance du revenu réel et de l'inflation fait passer la VVS moyenne issue des études canadiennes (6,5 M$, sur la base des prix de 2004, censés refléter les revenus canadiens de 1990) à la valeur estimative de 7,5 M$ (prix et revenus 2005). Cette valeur issue des études canadiennes (corrigée en fonction de la croissance du revenu et de l'inflation) est très proche des résultats comparables tirés de l'estimation moyenne (7,1 M$, exprimés en dollars canadiens de 2005, corrigés en fonction des prix et des revenus de 2005) des méta-analyses d'études internationales effectuées dans les pays économiquement développés (fourchette de 3,6 M$ à 9,9 M$).
L'estimation moyenne recommandée pour les évaluations économiques relatives aux PCB au Canada est de 7,5 M$ (dollars et prix canadiens de 2005), d'après les études canadiennes. Pour les analyses de politiques canadiennes, on peut aussi utiliser une autre estimation moyenne, celle de 7,1 M$, qui est tirée des méta-analyses internationales ayant porté sur un nombre considérablement plus important d'études sur la VVS. L'estimation plancher recommandée pour la VVS est de 3,6 M$ (selon l'estimation plancher issue des méta-analyses internationales) et l'estimation plafond, de 9,9 M$.
3.4 Cancer du foie non fatal et lymphome non hodgkinien
Bien que quelques spécialistes de la recherche économique se soient intéressés aux problèmes méthodologiques posés par l'évaluation économique des risques de cancers non fatals (p. ex. Ritov et coll., 1993), les estimations fondées sur le CAP sont actuellement insuffisantes pour attribuer une valeur aux risques de contracter les deux types de cancer associés aux PCB : le cancer du foie et le lymphome non hodgkinien (LNH).
Il est très difficile d'obtenir des données sur le coût de maladies précises au Canada, car le système de santé national ne publie pas systématiquement sous cette forme les données sur les coûts des soins de santé. Des estimations sont cependant disponibles aux États-Unis et pourraient, après adaptation, être utilisées dans une analyse canadienne.
Le taux de survie à cinq ans associé au cancer du foie est relativement faible, soit 10,5 % (données pour la période 1994-2002; National Cancer Institute, 2006); aussi l'intérêt d'évaluer économiquement les cas de cancer non fatals pourrait-il être limité. On trouve dans le guide de l'EPA des États-Unis intitulé The Cost of Illness Handbook (US EPA, 2007) des estimations du coût d'un cas de cancer du foie non fatal (chapitre II.1). Le coût des traitements de première intention du cancer du foie est chiffré à 21 064 $ (en dollars américains de 1996). Aux coûts de ces traitements (coûts des soins administrés dans les trois premiers mois suivant le diagnostic) s'ajoutent les coûts des soins d'entretien pendant les années qui suivent, qui varient de 87 899 $ (en supposant des soins d'entretien de 10 ans) à 151 176 $ (en supposant une durée de survie de 16 années). Comme les coûts des soins d'entretien s'étalent sur plusieurs années, il est nécessaire d'en calculer la valeur au jour présent en appliquant un taux d'actualisation. À raison d'un taux de 5 %, la valeur actualisée des coûts des soins d'entretien se situe entre 70 920 $ et 104 584 $. Le total des coûts directs pour toute la durée de vie du patient (traitement de première intention plus soins d'entretien) se situe entre 109 052 $ et 172 240 $. Les coûts indirects (telle la perte de salaire du proche qui soigne le patient) et les prestations d'invalidité ne sont pas comptabilisés dans l'estimation fournie dans le guide The Cost of Illness Handbook au sujet des coûts médicaux du cancer du foie, d'où une sous-estimation du CDM total. En appliquant un taux d'actualisation de 5 %, la valeur actualisée des coûts médicaux de toute une vie est comprise entre 91 988 $ et 125 648 $ pour un cancer du foie non fatal. Le guide donne aussi des estimations de la valeur actualisée des coûts en utilisant des taux d'actualisation de 3 % et de 7 %.
Pour convertir en dollars canadiens de 2005 ces estimations américaines du CDM, on commence par les corriger en fonction de l'inflation des coûts médicaux pour la période 1996-2005, puis on les convertit en dollars canadiens. On applique donc l'indice des prix à la consommation (IPC) des soins médicaux pour la période 1996-2005 aux États-Unis (indice = 1,42), puis on rajuste en fonction de la PPA en utilisant le revenu réel par habitant pour obtenir des estimations en dollars canadiens (indice de la PPA entre le revenu réel aux Canada et aux États-Unis en 2005 = 1,2048). Ce calcul fournit une estimation des coûts médicaux relatifs à un cancer du foie non fatal, pour la durée de la vie, qui va de 185 412 $ à 214 404 $, en dollars canadiens de 2005.
Cette valeur estimative étalée sur 10 ans (185 000 $, en dollars canadiens de 2005) est recommandée en tant qu'estimation plancher dans les évaluations économiques des effets liés aux PCB. L'estimation moyenne recommandée est de 247 000 $, lorsqu'on utilise la durée de survie estimative de 16 années et le taux d'actualisation de 3 % indiqués dans le guide The Cost of Illness Handbook et qu'on applique la même correction pour l'inflation et la même conversion entre les deux monnaies. L'estimation plafond s'établit à 370 000 $, montant obtenu lorsqu'on applique à l'estimation moyenne le ratio CAP/CDM associé aux cas de cancer non fatal, soit 1,5, tiré de la version 3.0 du MEQA.
En ce qui concerne le LNH, les taux de survie sont beaucoup plus élevés que pour le cancer du foie; le taux de survie à cinq ans aux États-Unis est de 62,5 % (National Cancer Institute, 2006). Le taux de survie à cinq ans au Canada est légèrement inférieur; la publication Canadian Cancer Statistics, 2007 (Institut national du cancer du Canada, 2007) indique un taux de survie relatif de 58 % (d'après les données nationales, le Québec non compris, pour 1996-2006). Si une méthode d'évaluation du risque est identifiée, et si des estimations des nombres de cas de LNH liés aux PCB sont disponibles, il sera nécessaire de faire une évaluation économique fondée sur le CDM.
Chang et coll. (2004) ont mené une étude de cohorte appariée rétrospective pour estimer les coûts directs du traitement médical de sept formes de cancer. Ils y ont inclus les deux types de LNH, agressif et indolent, dont ils ont calculé les coûts respectifs. Les données de l'étude concernaient des patients âgés de 65 ans et plus (données du régime Medicare américain) et des patients de moins de 65 ans (données de régimes d'assurance-maladie privés). La majorité des patients avaient plus de 65 ans (l'âge moyen de tous les patients, au début de l'étude de Chang et coll., était de 69 ans).
En plus des coûts directs du traitement médical, Chang et coll. ont estimé un sous-groupe de coûts indirects subis par les patients et les proches qui les soignent. Les coûts indirects comprenaient les coûts de l'absence au travail des soignants et les coûts d'une incapacité de travail de courte durée pour les patients. Comme l'âge moyen des patients au début de l'étude de cohorte de Chang et coll. était de 69 ans, les coûts indirects pour toute la durée de la vie seraient plus élevés si la moyenne d'âge de la cohorte était moins élevée.
Les coûts médicaux directs relatifs à un cas de LNH agressif étaient en moyenne de 53 537 $ (dans l'étude de Chang et coll., tous les coûts sont en dollars américains de 2000). Les coûts indirects étaient de 50 213 $, ce qui porte le total (coûts directs et indirects) à 103 750 $. Les coûts médicaux moyens d'un cas de LNH indolent s'établissaient à 31 839 $, et les coûts directs moyens, à 28 826 $ (coût total = 60 665 $). Ces coûts sont des estimations des coûts médicaux totaux, et non la valeur actualisée des coûts étalés dans le temps. Cependant, ces coûts se produisent durant une période relativement courte; le traitement de suivi dure 11 mois en moyenne, et la période de suivi maximale prévue dans l'étude est de deux ans.
La conversion de ces coûts, qui sont en dollars américains de 2000, implique une correction en fonction de l'inflation au moyen de l'IPC des coûts médicaux américain (1,239) et en fonction de la PPA États-Unis-Canada pour 2005. On aboutit ainsi à des coûts, en dollars canadiens de 2005, de 154 908 $ pour un LNH agressif et de 90 578 $ pour un LNH indolent.
En ce qui concerne l'évaluation économique du LNH, l'estimation plancher recommandée correspond au coût du traitement d'un LNH indolent, soit 90 000 $ (toutes les valeurs recommandées dans le présent rapport ont été arrondies par souci de commodité). L'estimation moyenne recommandée correspond au coût d'un LNH agressif, soit 155 000 $. Enfin, l'estimation plafond recommandée est de 186 000 $, montant obtenu lorsqu'on applique le ratio CAP/CDM associé aux cas de cancer non fatal, soit 1,5, au coût d'un LNH agressif.
