8/18/2019 FRtot5_2015

1/16

  juin 2015   volume 14 

EDITORIAL

MINERVA 

GLOSSAIRE 64

Comprendre le risque  52Dominique Roberfroid

Efficacité et sécurité des gliflozines chezles patients diabétiques de type 2   53

Michel Vanhaeverbeek 

Exacerbation de BPCO : des corticostéroïdespendant combien de temps ?  55Pierre Chevalier

Post endoprothèse pharmacoactive :2 antiagrégants plaquettaires pendantplus d’un an ?  57Pierre Chevalier

Cholécystectomie versus attitude conservatrice :évaluation clinique et économique 59Jan Lerut

 Traitement antiagrégant prolongé associantclopidogrel et aspirine : mortalité accrue ? 61

Pierre Chevalier

CONCEPTS ET OUTILS EN EBMComment gérer les données manquantes

dans une RCT ? 63Pierre Chevalier

Minerva5

revue indépendante

Evidence

Based

Medicine

pour la première ligne

 

 www.minerva-ebm.be

Mensuel ne paraissant ni en janvier ni en aoûtP 309115 ~ Dépôt Courtrai

8/18/2019 FRtot5_2015

2/16

     C    o

     l    o    p     h    o    n

Public cible Médecins, pharmaciens et autres professionnels de

santé en première ligne de soins

Elaboration

Le comité de rédaction de la Revue Minerva est consti-

tué de représentants des Départements de Méde-

cine Générale des différentes universités belges, et

de pharmaciens. Il suit systématiquement la littérature

internationale et en sélectionne rigoureusement les ar-ticles pertinents pour la pratique des soins de première

ligne. Sur base de leur expertise, des experts dans le

domaine (membres ou non du comité de rédaction) en

proposent une analyse qui est soigneusement évaluée

par des pairs.

Rédaction x Comité de rédaction 

Rédacteur en chef : Marc Lemiengre

 Adjoints au rédacteur en chef : Michel De Jonghe,

 Tom Poelman

• Membres de la rédaction : Paul De Cort, Catherine

Demonie, Bénédicte Fraipont, Gilles Henrard, GertLaekeman, Barbara Michiels

Collaborateurs pour ce numéro de la revueMinerva

 x  Adjoint au rédacteur en chef : Michel De Jonghe

x Membres de la rédaction : Catherine Demonie, Bé-

nédicte Fraipont, Gilles Henrard, Kris Soenen

Conflits d’intérêt

Les membres de la rédaction signent chaque année un

document dans lequel ils déclarent n’avoir aucun conflit

incompatible avec leur fonction au sein de Minerva. Lespersonnes qui réalisent les analyses font connaître leurs

éventuels conflits d’intérêt à la rédaction.

Secrétariat MinervaF :

CAMG-UCL, Tour Pasteur B1.53.11, B-1200 Bruxelles

02 764 53 44 anne.dewaele@uclouvain.be

Minerva secrétariat central :

UZ-6K3, De Pintelaan 185, B-9000 Gent

09 332 24 55 redactie@minerva-ebm.be

 Abonnements

 Abonnement électronique: alerte mensuelle par mailavec liens directs vers les articles : s’abonner via le site

web.

Conception graphique et mise en pages 

Kris Soenen

Imprimeur 

HDD Graphics, Roeselare

Editeur responsable 

Etienne Vermeire, Kwaad Einde 13, B-2390 Malle

Financement 

Cette revue est élaborée avec le soutien

financier de l’INAMI qui en respecte

l’indépendance rédactionnelle.

Copyright

L’information donnée par Minerva ne peut en

aucun cas être utilisée à des fins commerciales ou

publicitaires, ni lors de démarches commerciales ou

publicitaires.

Minerva ~ revue indépendante d’Evidence-Based Medicine (EBM) 

Glossaire des termes utilisés en Evidence-Based Medicine

Chaque numéro de Minerva reprend dans une liste explicative quelques termes importants employés dans ses

textes. L’ensemble des termes est rassemblé dans un Glossaire, petit manuel de poche.

Commande du Glossaire (5 euro pour le manuel + 1,83 euro pour les frais d’envoi) : redactie@minerva-ebm.be

Formation médicale continue en ligne www.minerva-ebm.beMinerva vous propose sur son site web des Modules de tests de lecture. Ces modules sont basés sur des textes

publiés dans 2 numéro(s) de la revue, textes également disponibles sur notre site. Une inscription, gratuite, en

ligne, est demandée. La réalisation d’un test dans son entièreté ouvre, pour les internautes qui le désirent, le droit

à des crédits-points (CP) d’accréditation.

8/18/2019 FRtot5_2015

3/16

Q ue le patient pose un choix éclairé quant à son traite-ment suppose que le médecin discute ouvertementavec lui, sur base des preuves scientifiques disponibles, desavantages et désavantages associés au traitement envisagé1.Si peu de professionnels de la santé contesteront ce prin-cipe, la recette d’une communication réussie de l’informationscientifique au patient ne va pas de soi compte tenu de ladifficulté du patient, mais aussi souvent du médecin2, à inter-préter les résultats statistiques.

La synthèse méthodique publiée récemment par DaniellaZipkin et coll.3 sur l’efficacité des différentes méthodes uti-

lisées pour passer de façon effective un message de naturestatistique au patient tombe donc à point nommé. Sur basedes résultats de leur synthèse incluant 91 études (dont 81%d’études randomisées), les auteurs déduisent quatre leçonsimportantes pour la pratique.

Les aides visuelles, telles les pictogrammes (voir figure) ou lesgraphiques à barres, aident à la compréhension des probabili-tés et de la balance risque-bénéfice par les patients.

Figure. Exemple de pictogramme représentant une proportion.(Source : Better evaluation. Sharing information to improve evaluation.

URL: http://betterevaluation.org/evaluation-options/icon_array)

Les probabilités peuvent être expliquées au patient soit sousforme de fréquence naturelle (« cela arrive dans 1 cas sur 20 »),soit sous forme de proportion (« cela arrive dans 5% des cas »),car il n’y a pas de preuves solides qu’une de ces formes soitplus appropriée que l’autre.

Exprimer la réduction d’un risque sous forme absolue (« lerisque passe de 4% à 2% ») permet une meilleure compré-hension des probabilités que de l’exprimer sous forme rela-tive (« le risque diminue de 50% »). Cette seconde forme estplus susceptible d’influencer le choix du patient, et devraitdonc être utilisée à bon escient. Le risque de base devraitêtre expliqué dans tous les cas.

Il faut éviter d’exprimer les différences de risque sous formedu Nombre de Sujets à Traiter (NST ; NNT en anglais) carcette dimension est difficilement comprise par les patients.

Il est à noter que cette synthèse compare l’efficacité de di- verses méthodes de communication du risque sur la com-préhension du patient. Il reste à savoir si une meilleurecompréhension du risque influence la prise de décision thé-rapeutique. C’est une question importante qu’aborde uneautre synthèse méthodique publiée en 20144. Cette synthèsede la Cochrane Collaboration indique qu’il existe des preuvesde qualité modérée que les personnes prennent effective-ment une part plus active à la prise de décision thérapeutiquelorsque des aides à la décision sont utilisées lors de la consul-tation que lorsqu’elles ne le sont pas.

D es études supplémentaires sont nécessaires pour affi-ner ces résultats et identifier quelle méthode de com-munication du risque est la plus appropriée dans les diversessituations cliniques qui peuvent se présenter. Il est d’ores etdéjà clair que cette communication devrait avoir lieu danstous les cas. Utiliser des aides visuelles et éviter de recouriraux concepts de réduction relative du risque et du NST de- vraient faciliter cette communication3.

Références 1. Adriaenssens N. Prise de décision partagée : moins de prescriptions d’an-

tibiotiques ? MinervaF 2013;12( 4):47-8.2. Wegwarth O, Schwartz LM, Woloshin S, et al. Do physicians understand

cancer screening statistics? A national survey of primary care physicians inthe United States. Ann Intern Med 2012;156:340-9.

3. Zipkin DA, Umscheid CA, Keating NL, et al. Evidence-based risk communi-cation: a systematic review. Ann Intern Med 2014;161:270-80.

4. Stacey D, Legare F, Col NF, et al. Decision aids for people facing healthtreatment or screening decisions. Cochrane Database Syst Rev 2014, Is-sue 1.

 

52minerva   juin 2015 volume 14 numéro 5

Editorial

Comprendre le risqueDominique Roberfroid, Epidémiologiste au KCE

1

2

3

4

8/18/2019 FRtot5_2015

4/16

8/18/2019 FRtot5_2015

5/16  54minerva   juin 2015 volume 14 numéro 5

Discussion

Considérations sur la méthodologie

Pour la sélection des études, les auteurs ont consulté lesbases de données habituelles. Ils ont peut-être négligéles abstracts de congrès et la bibliographie des articlesconsultés. 2 (ceux qui déclarent de nombreux conflitsd’intérêts) des 3 auteurs ont sélectionné les articles,avec entente mutuelle en cas de désaccord. La qualitédes études incluses est évaluée par certains items descritères de Jadad, mais le score obtenu n’a pas constituéun critère de sélection. L’analyse statistique est correcte-ment décrite, cependant, les résultats repris dans le textene correspondent pas souvent aux résultats des tableauxet figures. Les références des études incluses, dont la nu-mérotation change de figure à figure, ne correspond pastoujours avec la bibliographie. Il est intéressant d’épinglerles problèmes résultants des études elles-mêmes : la plusgrande partie des études incluses comportent non pas2, mais 3 ou plusieurs bras, selon les doses de principeactif (Rosenstock et al , Yale JF, Stenlöf K ,Wilding JP, parexemple ), l’étude de Schernthaner et al est une étude denon-infériorité convertie en supériorité, et uniquement à52 semaines, l’étude de Bailey CJ et al est une extension

d’une étude à 24 semaines, avec élimination des patients« mauvais répondeurs » ; l’étude de Lambers HeerspinkHJ et al est une étude destinée à tester l’effet diurétiquede la dapagliflozine. Les auteurs n’expliquent pas com-ment ils obtiennent les chiffres inclus dans la méta-ana-lyse pour le critère primaire au départ de ces études auxdesigns aussi variés (ils n’ont pas disposé de donnéesindividuelles). Il n’est pas possible de comprendre com-bien de patients ont été inclus réellement. A la lecture desabstracts des articles référencés, les groupes de patientsinclus sont très hétérogènes (naïfs, mal équilibrés sousmetformine, sous sulfamides, sous insuline …). Pour la re-cherche des biais de publication, les auteurs n’ont réalisé

qu’un funnel plot pour 21 études avec des résultats pourle critère de jugement primaire à 12 semaines. En ce quiconcerne les conflits d’intérêts, au moins 4 des étudesreprises plus haut et l’étude de Nauck MA et al ont étéfinancées par l’industrie pharmaceutique ; certains des

co-auteurs sont des employés des firmes concernées,certains manuscrits ont été rédigés par des profession-nels non-académiques1, non repris dans les auteurs, dansces études lues dans le détail, les conflits d’intérêts sontinnombrables. Le lecteur ne sera donc pas surpris que leseul test d’hétérogénéité pratiqué montre un I² à 91,5%,ce qui ne semble pas émouvoir les auteurs.

Mise en perspective des résultats

De cette analyse critique, il ressort que cette méta-ana-

lyse pose des problèmes de crédibilité globale, les étudesincluses ne sont pas analysées correctement, les patientssont hétérogènes, la méthode d’extraction des résultatsest floue, les conflits d’intérêts sont majeurs. Pour le cri-tère de jugement primaire, la quasi-totalité des abstractsanalysés font état de plusieurs bras (plusieurs dosesdifférentes du principe actif) ce qui rend caduque la mé-ta-analyse principale. L’analyse en sous-groupes pour lecritère primaire est, pour les mêmes raisons, sans valeur.Les résultats des méta-régressions et l’analyse des cri-tères secondaires sont donc à mettre en doute égale-ment. Les valeurs des OR pour les effets indésirables sontdonc purement indicatives. Les effets à long terme sont

évidemment non évaluables. Les conclusions des auteursne reposent donc pas sur une base méthodologique so-lide. Ajoutons à cela, bien sûr, que tous les critères sontdes critères intermédiaires, dont nous connaissons lafragilité dans le diabète et les maladies cardio-vasculaires.L’épidémiologie du diabète est affolante (382 millions dediabétiques en 2013, dont 85% de type 2)2. Toute nou- velle approche de traitement doit donc être examinéeavec bienveillance par les professionnels concernés, lesinhibiteurs du SGLT-2 sont présentés comme une nou- velle approche de ce problème3, avec une belle histoirescientifique sous-jacente4. Il est cependant bon de rap-peler que la molécule originale - la phlorizine - est utiliséedans les laboratoires depuis plus de 150 ans5. Tous lestravaux publiés à ce jour pour ce groupe de moléculesportent sur des critères intermédiaires, et la logique decette méta-analyse est confuse de par le mécanismed’action (augmenter la glycosurie …) : où est l’intérêtde prouver un effet hypoglycémiant connu depuis 150ans ? La diversité des patients ne permet pas d’accor-der une foi quelconque dans les IC présentés. Pour unclinicien de terrain, accepter la promotion de ces molé-cules pose problème. Depuis maintenant 40 ans, noussavons l’intérêt qu’il y a à baisser la glycémie moyennede nos patients. Un bénéfice secondaire de cette straté-

gie a été la disparition ou la diminution des glycosuries,avec une nette amélioration des tableaux infectieux vus jadis6, et voici que l’on nous présente des molécules qui vont augmenter la glycosurie. Bien évidemment le prix àpayer (par le patient- en fait surtout les patientes) est uneaugmentation très significative des infections urinaires etgénitales, et curieusement, elles ne poseraient plus deproblèmes sérieux ? De surcroit, ni cette méta-analyse niles abstracts revus ne font allusion à la bactériurie asymp-tomatique du diabétique, problème jadis prévalent7. Pourencore mieux mettre en perspective cette méta-analyse,nous renvoyons le lecteur à 2 éditoriaux de Minerva : lepremier attire l’attention sur la médiocrité générale de

l’approche du traitement du diabète de type 2 dans lalittérature8, le second qualifie de pata-analyse les mé-ta-analyses reposant sur une méthodologie insuffisante,ce qui est manifestement le cas ici9.

Références  voir site web

Conclusion de Minerva

Cette méta-analyse - de qualité méthodologique insuffisante - n’apporteaucune information pertinente nouvelle pour le clinicien en charge depatients diabétiques de type 2. Cette revue critique permet d’interrogerla pertinence de la prescription des molécules de type gliflozines, dontMinerva considère que le rapport bénéfices (non documentés) - risques

(évidents à court terme et encore mal définis à long terme) est défavo-rable.

Pour le praticien, les gliflozines ne font qu’ajouter à la complexité dutableau des antidiabétiques disponibles pour le traitement du diabète detype 2. Le jury de la réunion de consensus de l’INAMI10 a conclu à la né-cessité de s’écarter le moins possible de l’axe metformine - sulfamidéshypoglycémiants - insuline, sauf arguments conjoncturels particuliers.L’apparition de la classe des gliflozines ne change rien à cette conclu-sion, qui est par ailleurs très bien argumentée également dans un récentarticle de la revue Prescrire11. Ce dernier article a de plus le courage rare

de prendre en compte dans les raisonnements l’espérance de vie, cequi est évidemment capital pour une maladie telle que le diabète de type2. Nous ne voyons, au stade actuel de notre connaissance factuelle, au-cun argument valide pour prescrire ce type de molécule. En pratique, enBelgique, seule la canagliflozine est commercialisée et admise au rem-boursement, dans des conditions logiquement très restrictives.

Pour la pratique

8/18/2019 FRtot5_2015

6/16

Exacerbation de BPCO : des corticostéroïdes pendantcombien de temps ?

Référence  Walters JA, Tan DJ, White CJ, Wood-BakerR. Different durations ofcorticosteroid therapyfor exacerbations ofchronic obstructivepulmonary disease.Cochrane DatabaseSyst Rev 2014, Issue12.

minerva   juin 2015 volume 14 numéro 5  55

 Analyse Pierre Chevalier,médecin généraliste

Chez des adultes présentant

une exacerbation de BPCO,

une corticothérapie systémiquede courte durée (maximum 7

 jours) est-elle aussi efficace et

plus sûre qu’une corticothérapie

systémique de durée habituelle de

plus de 7 jours ?

ContexteLes recommandations du BAPCOC concernant les exacerbations de BPCO publiées en 20091 recommandaient de s’assurer en premier lieu de l’adéquation de la technique d’inhalation, etensuite, par étape et si nécessaire, de renforcer le traitement bronchodilatateur, d’augmenter

les doses ou la fréquence d’administration, de modifier la forme d’administration et, en cas deréponse restant insuffisante, d’ajouter un corticostéroïde oral, la prednisolone 40 mg par jour(équivalent de 32 mg de méthylprednisolone) durant 10 jours. Dans la dernière version publiéeen 2015 des guidelines GOLD2, les auteurs soulignent l’insuffisance des données pour conclureavec certitude sur la durée d’un traitement par corticostéroïdes tout en recommandant une curede 40 mg/j de prednisolone pendant 5 jours afin de réduire les effets indésirables. Les auteurs dela synthèse méthodique de 2011 sur laquelle ces guidelines de GOLD fondaient leur incertitudepublient en 20143 une mise à jour.

Résumé

MéthodologieSynthèse méthodique avec méta-analyse

Sources consultées

• bases de données du Cochrane Airways GroupSpecialised Register of Trials, MEDLINE, EMBASE,CINAHL, Cochrane Central Register of Controlled Trials (jusqu’en juin 2014)

• consultation des listes de référence des RCTs etsynthèses identifiées ainsi que des registres desétudes en cours jusqu’en juillet 2014.

Etudes sélectionnées• RCTs comparant différentes durées de corticosté-

roïdes systémiques : cures ≤ 7 jours ou > 7 jours)avec standardisation des autres interventions

(bronchodilatateurs et antibiotiques)• exclusion des études incluant des patients avec

une ventilation assistée, de l’asthme ou une autrepathologie respiratoire

• inclusion de 8 RCTs dont 5 en milieu hospitalier.

Population étudiée• total de 582 patients (529 en milieu hospitalier, 28

à 296 par étude)• âge moyen de 65 à 73 ans, 58 à 84% d’hommes• stade de BPCO : sévère à très sévère (critères spi-

rométriques GOLD)• cure courte de corticostéroïdes systémiques : de

3 à 7 jours• cure longue de corticostéroïdes systémiques : de10 à 15 jours

• corticostéroïdes utilisés : prednisolone orale (N=5)à 30 mg/j ou à dose dégressive, corticostéroïde in-traveineux dans 2 études

• exacerbation aiguë de BPCO = toute associationd’une augmentation de la dyspnée, du volume desexpectorations, de la purulence des crachats, de la

toux ou des sibilances.

Mesure des résultats• critères de jugement primaires :

~ échec de traitement (recours à un traitement ad-ditionnel) sur un suivi de 10 à 14 jours

 ~ rechute : nouvelle exacerbation aiguë ou hospita-lisation liée à la BPCO sur 14 à 180 jours de suivi

 ~ effet indésirable (gastro-intestinal, saignement,reflux gastrointestinal, insuffisance cardiaque

congestive, ischémie coronarienne, trouble dusommeil, fracture, dépression) sur 10 à 180 jours

de suivi• autres critères cliniques :

 ~ hyperglycémie sur un suivi de 3 à 14 jours ~ mortalité sur 14 à 180 jours de suivi ~ durée d’hospitalisation sur 3 à 14 jours de suivi

 ~ QoL sur 30 jours de suivi.

Résultats• critères primaires : voir tableau• autres critères cliniques : hyperglycémie, durée

d’hospitalisation, QoL et mortalité : tous les résul-tats sont non significatifs.

Conclusion des auteursLes auteurs concluent que les informations apportéespar une nouvelle large étude augmentent leur certi-tude qu’un traitement de 5 jours de corticostéroïdesoraux est probablement suffisant pour des adultesprésentant une exacerbation aiguë de BPCO et cettesynthèse suggère que la probabilité est faible que descures plus courtes (ou d’environ 5 jours) de corticos-téroïdes systémiques donnent de moins bons résul-tats que des cures plus longues (10 à 14 jours).

Financement de l’étude  Breathe Well Centre of Research Excel-lence, Université de Tasmanie (Australie) pour un soutien logistiqueet le NHMRC (Australie) en aide à la branche australienne du Co-chrane Airways Group.

Conflits d’intérêt des auteurs  le quatrième auteur était le cher-cheur principal d’une des études incluses.

 Question clinique

 Tableau. Résultats comparés pour les différentscritères de jugement entre une cure courte etune cure longue de corticostéroïdes systémiquesavec le nombre d’études (N), le nombre total depatients pour ces études (n), l’effet relatif en ORavec IC à 95%, le score GRADE de preuve.

Critère N (et n) OR (IC à 95%) GRADE

Échec de traitement 4 (457) 0,72 (0,36 à 1,46) modéré

Rechute 4 (478) 1,04 (0,7 à 1,56) modéré

Effets indésirables 5 (503) 0,88 (0,46 à 1,7) faible

8/18/2019 FRtot5_2015

7/16  56minerva   juin 2015 volume 14 numéro 5

Discussion

Considérations sur la méthodologie

La méthodologie rigoureuse de cette synthèse est clas-sique des publications de la Cochrane Collaborationavec une recherche exhaustive effectuée dans diffé-rentes bases de données, de manière indépendante parau moins 2 auteurs, une évaluation du risque de biais desélection, de performance, de mesure et de migration (avec un risque faible pour les études incluses dans lesdifférentes méta-analyses). Les auteurs ont égalementrecherché une hétérogénéité (test I2  entre autres) eteffectué des analyses de sensibilité en modèle d’effetsaléatoires pour les risques de biais et facteurs confon-dants potentiels.Cette méthodologie rigoureuse contraste avec les trèsnombreuses limites des études incluses, limites recon-nues par les auteurs de la synthèse. 5 des 8 études sé-

lectionnées n’ont pas été entièrement publiées. Seules4 études sont clairement en double aveugle, une étantclairement en non aveugle (participants et investiga-teurs). La durée du suivi dans les études est (trop) courteet variable, mais aussi non précisée dans 4 études. Lescritères d’inclusion des patients dans les études ne sontpas homogènes et souvent ils sont mal décrits, notam-ment au niveau de la définition d’une exacerbation.

Interprétation des résultatsLes résultats pour tous les critères de jugement choisisprésentent des intervalles de confiance fort larges, donc

une imprécision qui diminue la pertinence clinique de cesrésultats.Par exemple, pour le critère de jugement primaire ‘échecde traitement’, sur 1 000 patients, 22 de moins sont enéchec pour une cure courte versus longue mais avec unIC à 95% allant de 51 en moins à 34 en plus.La seule étude sur une population conséquente (314 pa-tients) incluse3, avec une puissance suffisante, montreune non infériorité d’une cure de 5 jours versus une curede 14 jours sur un critère de délai de nouvelle exacerba-tion, mais avec, à nouveau, un IC à 95% bien large : HRde 0,95 avec un IC à 95% de 0,66 à 1,37. La borne de

non infériorité était fixée dans cette étude à 15% d’exa-cerbations maximum en plus pour une cure courte (65% versus 50%, soit un HR de 1,515).Il faut souligner la rareté des données au point de vue po-

pulation incluse dans cette synthèse, malgré la fréquencede cette situation clinique. Les données sont impréciseset notamment de faible qualité pour ce qui concerne uneéventuelle différence pour la survenue d’effets indési-rables.Les résultats observés ne peuvent également pas êtreextrapolés à de nombreux patients présentant une exa-cerbation de BPCO et qui ont été exclus des étudesreprises : des patients sous assistance respiratoire, despatients avec une BPCO non sévère. Toutes ces considérations nous font rejoindre les conclu-sions des auteurs eux-mêmes : nous considérons beau-coup de preuves disponibles comme étant de qualitémodérée en raison de leur imprécision ; de futures re-cherches pourraient avoir un impact important sur notreniveau de confiance dans les estimations de l’efficacitéou pourraient modifier cette évaluation. D’autres étudescomparant les corticoïdes systémiques en courte cure versus durée de cure plus longue pour traiter une exacer-bation aiguë de BPCO restent nécessaires.

Références 1. Elinck K, Vints A, Sibille Y, Gérard B. Prise en charge des exacerbations

aiguës de BPCO en pratique ambulatoire. BAPCOC 2009.2. From the Global Strategy for the Diagnosis, Management and Preven-

tion of COPD, Global Initiative for Chronic Obstructive Lung Disease

(GOLD) 2015. Available from: http://www.goldcopd.org/3. Leuppi JD, Schuetz P, Bingisser R, et al. Short-term vs conventionalglucocorticoid therapy in acute exacerbations of chronic obstruc-tive pulmonary disease: the REDUCE randomized clinical trial. JAMA2013;309:2223-31.

Conclusion de Minerva

Cette synthèse avec méta-analyse de bonne qualité méthodologiquene montre pas une moindre efficacité ni de différences au point de vuedes effets indésirables entre une cure courte (3 à 7 jours) de corticos-téroïdes systémiques et une cure plus longue (10 à 15 jours) en casd’exacerbation d’une BPCO de grade sévère ou très sévère.

Dans les derniers guidelines publiés en 2015 (GOLD2), en cas d’exa-cerbation d’une BPCO, après échec des mesures concernant la bron-chodilatation, c’est une cure de 5 jours d’un corticostéroïde systémiquequi est recommandée, et plus de 10 à 14 jours comme précédemmentrecommandées. La méta-analyse ici analysée conforte cette recom-mandation, au vu de l’absence de différence d’effet entre les 2 types decure, mais en confirmant que ces conclusions pourraient être remisesen question par de nouvelles études de bonne qualité méthodologique.

Pour la pratique

8/18/2019 FRtot5_2015

8/16

Post endoprothèse pharmacoactive : 2 antiagrégantsplaquettaires pendant plus d’un an ?

Référence Mauri L, KereiakesDJ, Yeh RW; DAPTStudy Investigators.

 Twelve or 30 monthsof dual antiplatelettherapy after drug-elutingstents. N Engl J Med2014;371:2155-66.

minerva   juin 2015 volume 14 numéro 5 57

 Analyse Pierre, Chevalier,médecin généraliste

Quelle est la durée optimale en

termes d’efficacité (prévention de

thrombose et/ou évènement clinique)

et de sécurité (risque hémorragique)

d’une association d’antiagrégants

plaquettaires chez des patientschez lesquels une endoprothèse

pharmacoactive (drug-eluting stent)

est implantée ?

ContexteLe risque de thrombose artérielle (dans les 6 à 12 mois post implantation surtout) estaccru après la mise en place d’une endoprothèse pharmacoactive dans une artère co-ronaire. Pour diminuer ce risque, l’administration d’une association antiagrégante pla-quettaire (aspirine + clopidogrel/prasugrel) est recommandée, en l’absence d’un risquehémorragique accru, durant 6 mois post implantation d’une endoprothèse pharmacoac-tive nouvelle génération, et durant 1 an post syndrome coronarien aigu quelle que soit latechnique de revascularisation1. L’utilité de la poursuite de ce traitement au-delà d’un anrestait discutée (efficacité versus sécurité), en fonction des résultats d’études d’obser- vation surtout2. Le bénéfice d’une association antiagrégante plaquettaire au-delà de 12mois restait à démontrer dans une RCT adéquate.

Résumé

Population étudiée• 9 961 patients âgés d’au moins 18 ans après pla-

cement d’une endoprothèse pharmacoactive (si-rolimus-, zotarolimus-, paclitaxel-, everolimus-elu-ting) ayant reçu un traitement par 75 mg/j declopidogrel (environ 65%) ou par 10 mg/j de pra-

sugrel et 75 mg à 162 mg/j d’aspirine en ouvertdurant 12 mois ; âge moyen de 62 ans, 25 à 26%de femmes, BMI moyen de 30,5 kg/m², 30% dediabétiques, 75% d’hypertendus, 25% de fumeurs(actuels ou dans l’année précédente), 50,9% avecau moins 1 facteur de risque de thrombose dustent ; près de 90% aux USA 

• indication d’endoprothèse : infarctus STEMI 10%,infarctus NSTEMI 16%, angor instable 17%, angorstable 38%

• randomisation après 12 mois de traitement thié-nopyridine (clopidogrel ou prasugrel) + aspirine enouvert des patients sans évènement cardio- oucérébrovasculaire majeur, nouvelle revascularisa-tion, saignement modéré ou sévère, et adhérant àla thiénopyridine.

Protocole d’étude• étude randomisée, contrôlée versus placebo, mul-

ticentrique, en double aveugle• traitement : aspirine plus soit thiénopyridine pour-

suivie (n = 5 020), soit placebo (n = 4 941) pour 18mois supplémentaires

• après ces 18 mois de randomisation, poursuite del’aspirine seule et suivi durant 3 mois encore.

Mesure des résultats• critères de jugement primaires : incidence cumu-

lée de thrombose documentée ou probable dustent et ou évènement indésirable cardio- ou céré-brovasculaire majeur (composite : décès, infarc-tus du myocarde, AVC)

• critères secondaires : différents éléments du cri-tère primaire composite

• critère primaire de sécurité (en analyse de non-in-fériorité) : saignement modéré ou sévère

• analyse en ITT pour le critère primaire d’efficacité,avec estimation de Kaplan Meier.

Résultats• critères primaires :

 ~ incidence de thrombose du stent : 0,4% sousthiénopyridines versus 1,4% sous placebo ;HR de 0,29 (avec IC à 95% de 0,17 à 0,48) ;p < 0,001

 ~ évènement cardio-ou cérébrovasculaire majeur :4,3% sous thiénopyridines versus 5,9% sousplacebo ; HR de 0,71 (avec IC à 95% de 0,59 à0,85) ; p < 0,001

 ~ résultats similaires en imputation multiple etaprès les 3 mois de surveillance complémen-

taires• critères secondaires (thiénopyridines versus place-

bo) : ~ infarctus du myocarde : 2,1% versus 4,1% ;HR de 0,47 (avec IC à 95% de 0,37 à 0,61) ;p < 0,001

 ~ décès cardiaques : 0,9% versus 1,0% ; p = 0,98 ~ décès de toute cause : 2% versus 1,5% ;HR de 1,36 (avec IC à 95% de 1,00 à 1,85) ;p = 0,05 ; différence devenant significative à 33mois (2,3% versus 1,8% ; HR à 1,36 ; p = 0,04)en raison des décès non cardiovasculaires (liéssouvent à des hémorragies)

• saignements modérés ou sévères : 2,5% versus1,6% ; HR à 1,61 avec IC à 95% de 1,21 à 2,16 ;p = 0,001, donc non-infériorité non atteinte avecrésultats similaires après imputation multiple etaprès 3 mois d’observation supplémentaires.

Conclusion des auteursLes auteurs concluent qu’une association antiagré-gante plaquettaire poursuivie plus d’un an après lamise en place d’une endoprothèse pharmacoac-tive, versus aspirine seule, réduit significativementle risque de thrombose du stent et les évènementsindésirables cardio- et cérébrovasculaires majeursmais est associée à un risque accru de saignements.

Noms de marque ~ clopidogrel : Plavix® et génériques ~ prasugrel : Efient®

 AbréviationsNSTEMI : infarctus du myocarde sans élévation du segment ST 

STEMI : infarctus du myocarde avec élévation du segment ST 

Financement de l’étude  huit firmes productrices de stent et demédicaments ; don du Department of Health and Human Services(USA).

Conflits d’intérêt des auteurs  les firmes susnommées ont contri-bué au dessin de l’étude et à la récolte des données ; le HarvardClinical Research Institute a réalisé l’étude et effectué les analyses(3 premiers et dernier auteur) : seuls 4 auteurs sur 22 déclarentne pas avoir de conflits d’intérêts à propos de cette publicationet d’autres collaborations avec des firmes de médicaments/dis-positifs.

Question clinique

8/18/2019 FRtot5_2015

9/16  58minerva   juin 2015 volume 14 numéro 5

Discussion

Considérations sur la méthodologieCette RCT est basée sur une méthodologie rigoureuse.Une stratification est réalisée à la randomisation à 12mois selon le type de stent, le site hospitalier, le typede thiénopyridine, le risque de thrombose du stent. Lecalcul du nombre de patients à inclure (9 800) se basesur une puissance  de 85% (analyse en ITT). Pour la

non-infériorité pour le critère de sécurité, la borne étaitfixée à 0,8%. Pour estimer les données manquantes, lesdonnées sont comparées avec celles de l’ensemble despatients randomisés, avec imputations multiples et mo-dèle de régression logistique. Des analyses de sous-groupes (14 facteurs pré spécifiés) ont été réalisées.Soulignons que cette étude est issue d’une collaborationentre le privé (industrie) et le public (FDA, Harvard Clini-cal Research Institute (HCRI) qui a analysé indépendam-ment les résultats).

Interprétation des résultatsUne association antiagrégante plaquettaire prolongée

au-delà d’un an se montre bénéfique dans cette étude,principalement en raison de la réduction du nombre d’in-farctus du myocarde, mais avec un risque accru d’hé-morragies.Il faut souligner que la population incluse dans cetteétude-ci est une population sélectionnée : 22 866 pa-tients ont reçu initialement une endoprothèse pharma-coactive, mais seuls 43,6% des sujets ont été rando-misés à 12 mois. Les raisons de non éligibilité de 5 261patients furent, entre autres : évènements cliniques(2 638 sujets dont 616 avec une hémorragie sévère oumodérée), non adhérence au traitement (1 144). Parmiles patients éligibles (7 644), 5 808 (76%) n’ont pas don-né leur consentement. Il s’agit donc, en quelque sorte,d’une population enrichie pour un traitement par asso-ciation antiagrégante, probablement aussi moins à risqued’effets indésirables après 1 an de traitement.L’interprétation d’une différence au point de vue morta-lité de toute cause observée à 33 mois (en défaveur del’association) doit rester fort prudente. Une inégalité de

répartition des patients souffrant initialement de cancerest observée ; l’exclusion de ces patients dans une ana-lyse de sensibilité effectuée post hoc annule la différenceobservée au niveau de la mortalité.

Mise en perspective des résultatsUne méta-analyse de RCTs publiée en 20143 a évalué la

différence entre des traitements associant des antiagré-gants plaquettaires post implantation d’endoprothèsespharmacoactives sur un court terme (3 à 6 mois, 4 081patients) et sur un long terme (12 à 24 mois, 4 076 su- jets). Elle n’a pas montré de différence pour le critèrecomposite décès cardiaque ou infarctus du myocardeentre un traitement court (3,3%) et un traitement long(3,0%) : OR de 1,11 avec IC à 95% de 0,87 à 1,43 ; p= 0,41. Par contre le risque de saignement majeur étaitsignificativement accru en cas de traitement prolongé :0,29% pour un traitement court versus 0,71% avec p =0,01, soit un OR de 0,41 avec IC à 95% de 0,21 à 0,81.Les résultats de la RCT ARTIC-Interruption4 ont égale-

ment été publiés en 2014. Cette RCT réalisée en Franceavait montré, sur une première période d’un an, l’ab-sence d’un bénéfice de l’ajustement d’un traitement an-tiagrégant plaquettaire en fonction de la réponse inhibi-trice (groupe avec monitoring) versus groupe traitementconventionnel sans évaluation de la fonction plaquettaire. A noter plusieurs critères d’exclusion initiaux dans cetteétude, dont une intervention coronaire percutanée pourinfarctus STEMI. Parmi les 2 440 patients issus de cettepremière RCT, 1 286 ont été enrôlés immédiatementdans une deuxième RCT avec poursuite du traitement(thiénopyridine + aspirine) ou poursuite de l’aspirineseule (avec arrêt de la thiénopyridine) durant 6 à 18 mois.Sur un suivi médian de 17 mois, pour le critère primairecomposite (décès, infarctus du myocarde, thrombose dustent, AVC, revascularisation urgente), aucune différencen’est observée entre les 2 groupes : 4% sous association versus 4% sous aspirine seule soit un HR de 1,17 avecIC à 95% de 0,68 à 2,03 et p = 0,58. L’ensemble dessaignements est par contre plus important sous associa-tion : 2% versus 1% soit un HR de 0,26 avec IC à 95%de 0,07 à 0,91 et p = 0,04. Les saignements majeursétant numériquement plus fréquents : 1% versus

8/18/2019 FRtot5_2015

10/16

Cholécystectomie versus attitude conservatrice :évaluation clinique et économique

Référence Brazzelli M, CruickshankM, Kilonzo M, et al. Cli-nical effectiveness andcost-effectiveness ofcholecystectomy com-pared with observation/conservative manage-ment for preventingrecurrent symptoms andcomplications in adults

presenting with uncom-plicated symptomaticgallstones or cholecysti-tis: a systematic reviewand economic evalu-ation. Health Technol

 Assess 2014;18:1-101.

minerva   juin 2015 volume 14 numéro 5  59

 Analyse Jan Lerut, CliniquesUniversitaires St Luc,Bruxelles

 Tous les patients symptomatiques de pathologie

biliaire lithiasique doivent-ils subir une

cholécystectomie en termes de bénéfice clinique

et de rapport coût-efficacité ?

ContexteLa pathologie biliaire lithiasique est une des pathologies abdominales les plusfréquentes spécialement chez les femmes et sa prise en charge chirurgica-le est économiquement importante1. La question de l’efficacité du traitementconservateur versus intervention chirurgicale est pertinente selon que le patient

est porteur de lithiase biliaire non compliquée, ou compliquée de cholécystiteaiguë. Cette question est d’autant plus importante que depuis l’introduction dela cholécystectomie laparoscopique, les indications de la chirurgie pour ces pa-thologies se sont élargies. Cette méta-analyse tente d’y répondre.

Résumé

MéthodologieSynthèse méthodique avec méta-analyse et évalua-tion économique

Sources consultées

• bases de données MEDLINE, EMBASE, ScienceCitation Index (SCI), Bioscience Information Ser-

 vice (BIOSIS) et Cochrane Central Register ofControlled Trials (1980 au 9/9/2012)• bases de données d’abstracts de congrès de gas-

tro-entérologie, de divers Clinical Trials Registry(WHO, Current CT, National Institute of Health Re-search Portfolio).

Etudes sélectionnées• études randomisées contrôlées (RCTs) ou non

randomisées comparant la cholécystectomie (ou- verte ou laparoscopique) vs traitement conser- vateur ou simple observation, chez des adultesprésentant un 1er  épisode de douleur biliaire ouune cholécystite, et pressentis pour une prise en

charge chirurgicale en 2ème ligne de soins• sélection finale de 2 RCTs2,3 dont les résultats ont

été rapportés dans 6 publications (par l’équipenorvégienne de Schmidt) sur les 6 779 citationspotentielles identifiées

• exclusion des synthèses, éditoriaux, opinions d’ex-perts, rapports de cas ainsi que des rapports pu-bliés dans une autre langue que l’anglais et pourlesquels une traduction n’a pas pu être obtenue.

Population étudiée• 201 patients adultes (âgés >18 ans, 50 et 58 ans

en médiane, ET de 20 à 79 ans) dont 75% de

femmes, ayant une maladie lithiasique, confirméepar échographie• répartition en 2 groupes :

~ 99 patients pour le groupe traitement chirurgical(C) (cholécystectomie) et antibiotiques si néces-saire

~ 102 pour le groupe avec attitude conservatriceou observé (O) (traitement par analgésiques, an-ti-inflammatoires si nécessaire)

• le premier épisode de lithiase symptomatique aété défini selon que le patient avait été référé pourchirurgie ou pour prise en charge de symptômescliniques ou douloureux préalables

• exclusion des patients présentant une cholécystiteaiguë sévère, une cholangite, une pancréatite, unemaladie associée à la lithiase biliaire ainsi qu’unesituation médicale contre-indiquant un geste opé-ratoire ou une grossesse

• durée moyenne du suivi : 14 ans (13-16).

Mesure des résultats• efficacité clinique pendant le follow-up de 14 ans :

critères de jugement primaires~ nombre de patients subissant une cholécystec-

tomie~ nombre de crises douloureuses, douleur évaluée

sur une échelle visuelle analogique ~ mortalité

~ nombreux critères liés à la chirurgie et ses mul-tiples complications (plaie biliaire, pancréatiteaiguë, infections, fistule…..)

• évaluation coûts-efficacité : Markov model (coût etQALYs)

• évaluation hétérogénéité : funnel plots, test I2  etanalyse des résultats par modèle d’effets aléa-toires ou fixes selon les résultats

• méthode de Mantel-Haenszel pour l’estimationdes RR groupés.

Résultats• nombre de patients subissant une cholécystec-

tomie (sur une durée de 14 ans) : 46 (45%) dugroupe O versus 87 (88%) du groupe C (RR de0,5 avec IC à 95% de 0,34 à 0,73 et p = 0,0004)

• nombre de crises douloureuses et mortalité : pasde différence significative

• différence statistiquement significative du groupeO versus C : complications liées à la lithiase 14% vs 2% ; complications lithiasiques menant à unecholécystite aiguë 9% vs 0% ; complications in-duites par la chirurgie 7% vs 19% ; complications

mineures liées à la chirurgie 1% vs 13%.

Conclusion des auteursLes auteurs concluent que pour la plupart des pa-tients se présentant avec une douleur de coliquebiliaire le traitement de choix est la cholécystecto-mie. Cependant, près de la moitié des patients pourlesquels une attitude conservatrice et une observa-tion attentive sont envisagées ne devront pas subird’intervention chirurgicale et ne présenteront pasde complications. Vu la pénurie de données dispo-nibles, les auteurs préconisent une grande étudemulticentrique de bonne qualité méthodologique.

Financement de l’étude  National Institute for Health ResearchHealth Technology Assessment.

Conflits d’intérêt des auteurs  les auteurs déclarent n’avoir aucunconflit d’intérêt.

Question clinique

8/18/2019 FRtot5_2015

11/16  60minerva   juin 2015 volume 14 numéro 5

Discussion

Considérations sur la méthodologieCette méta-analyse est de bonne qualité méthodolo-gique, mais elle n’est basée que sur 2 études de petitetaille aux populations différentes et inclut de ce fait peude patients pour une pathologie fréquente. Les critèresd’inclusion et d’exclusion ont été bien décrits. Deuxauteurs ont évalué de façon indépendante les articlessélectionnés, ont extrait les données et ont évalué dif-férents risques de biais, cotés ‘faibles’ au terme de leurs

analyses. Les résultats sont présentés clairement. Lesauteurs ont calculé une hétérogénéité statistique modé-rée, tant pour le recours à la chirurgie que pour les crisesdouloureuses. Des techniques statistiques adéquatesont été utilisées lors de l’analyse des résultats sommés.

 Aucun conflit d’intérêts n’est mentionné.

Evaluation coût-efficacité de la stratégie d’obser- vation ou de la chirurgie Actuellement, il n’existe pas d’évaluation économiquecomparant des patients observés et opérés. On trouvedans la littérature des comparaisons entre cholécystec-tomie précoce et retardée, déjà commentées par Mi-nerva4-6, et d’autres entre cholécystectomie ouverte etlaparoscopique.Pour cette méta-analyse, un modèle de Markov de novoa dû être développé pour évaluer les 2 interventions entermes de coût-efficacité et d’efficience clinique (mesu-rée en QALYs, quality-adjusted life-years).Les patients à qui l’on a proposé une observation at-tentive ont eu un risque significativement plus élevé dedévelopper des complications liées à la lithiase et enparticulier la cholécystite aiguë ; la pancréatite aiguë etles calculs de la voie biliaire principale restant rares, maisgraves. 45% des patients observés ont dû être orientés

 vers la chirurgie, en revanche seulement entre 12 et 10%des patients prévus pour la chirurgie l’ont évitée. A peu près la moitié des patients présentant une lithiasebiliaire symptomatique non compliquée n’a pas eu be-soin d’une intervention chirurgicale. La chirurgie est untraitement plus coûteux et plus efficace puisque évitantsurtout les complications fréquentes telles que la cholé-cystite aiguë, mais est également plus à risque de com-plications chirurgicales. L’attitude conservatrice pourrait

être justifiée puisque moins coûteuse mais ceci au prixd’une moindre efficacité. En ce qui concerne l’aspectéconomique, de bonnes conclusions ne pourront être ti-rées que quand des analyses très détaillées seront faitesincluant l’ensemble des frais relatifs à cette pathologie,tels que toutes les visites médicales et paramédicalesainsi que la consommation de médicaments.

Mise en perspective des résultatsCette méta-analyse, bien que ne se référant qu’à 201 pa-tients, est intéressante parce qu’elle met en balance le‘dogme’ que toute lithiase biliaire symptomatique devraitbénéficier d’une approche chirurgicale. Le résultat prin-

cipal de cette analyse est qu’un traitement conservateurpourrait être proposé, voir justifié, chez la moitié des pa-tients porteurs d’une lithiase biliaire symptomatique. Lemessage à retenir est que le dicton qui dit que « chaquepatient présentant des complications liées à la lithiasebiliaire principale devrait bénéficier d’une interventionchirurgicale » n’est peut-être plus tout à fait correct. Ce-pendant, l’option chirurgicale de cholécystectomie, bienque plus coûteuse, est plus efficace et évite des compli-cations de type cholécystite aiguë. Dans le contexte dutraitement conservateur, voire observation de la patholo-gie lithiasique biliaire, on ne doit pas oublier les risques dedéveloppement de complications sévères telles que lapancréatite aiguë (nécrotico-hémorragique) et l’empier-rement de la voie biliaire principale. Cette méta-analysene permet pas de définir clairement et correctement lespopulations à risque ni celles pouvant bénéficier d’unediscussion quant aux différentes options thérapeutiquessans que les patients ne soient mis en danger.En tenant compte des répercussions économiques mé-dicales d’un traitement conservateur de la moitié despatients porteurs de la pathologie la plus fréquente engastro-entérologie, il est impératif de mettre en route desétudes prospectives bien menées afin de répondre unefois pour toute à la question posée.

Références 1. Kim WR, Brown J, Terrault NA, El-Serag H. Burden of liver disease in the

United States: summary of a workshop. Hepatology 2002;36:227-42.2. Schmidt M, Søndenaa K, Vetrhus M, et al. A randomized controlled stu-

dy of uncomplicated gallstone disease with a 14-year follow up showedthat operation was the preferred treatment. Dig Surg 2011;28:270-6.

3. Schmidt M, Søndenaa K, Vetrhus M, et al. Long-term follow-up of arandomized controlled trial of observation versus surgery for acutecholecystitis: non-operative management is an option in some patients.Scand J Gastroenterol 2011;46:1251–6.

4. Wilson E, Gurusamy K, Gluud C, Davidson BR. Cost-utility and va-lue-of-information analysis of early versus delayed laparoscopic chole-cystectomy for acute cholecystitis. Br J Surg 2010;97:210-9.

5. Lerut J. Cholécystite aiguë : cholécystectomie laparoscopique précoceou retardée ? MinervaF 2014;13(9):110-1.

6. Gutt CN, Encke J, Köninger J, et al. Acute cholecystitis: early versus de-layed cholecystectomy, a multicenter randomized trial (ACDC study,NCT00447304). Ann Surg 2013;258:385-93.

7. SAGES. Guidelines for the clinical application of laparoscopic biliarytract surgery. Society of American Gastrointestinal and EndoscopicSurgeons, January 2010.

8. HAS. Quand faut-il faire ... une cholécystectomie ? Haute Autorité deSanté, janvier 2013.

Conclusion de Minerva

Cette méta-analyse bien conduite mais malheureusement incluant unnombre limité d’études et de patients conclut que le traitement conser- vateur de la lithiase biliaire symptomatique sous forme de colique biliaireou de cholécystite non compliquée pourrait être une option thérapeu-tique acceptable et économiquement favorable. La chirurgie est plusefficace mais plus coûteuse. Il faut néanmoins souligner que des pa-tients porteurs d’une lithiase biliaire peuvent développer des complica-tions majeures menaçant la vie, telles que obstruction du cholédoque,pancréatite aiguë ou nécrotico-hémorragique et angiocholite.

Des consensus professionnels (Société étatsunienne des chirurgiensgastro-intestinaux et endoscopistes), recommandent depuis 2010 unecholécystectomie laparoscopique précoce en cas de cholécystite ai-guë, soit en insistant sur l’absence de risque augmenté de complica-tions, une diminution des coûts et des durées d’hospitalisation déjà surbase de preuves (Niveau I, GRADE A)7, soit sans référence ni niveaude preuve précis, avec recommandation d’une intervention dans les 72premières heures (HAS France 2013)8. Une étude de bonne qualité mé-thodologique publiée en 2013 et analysée dans Minerva5,6, renforçaitces recommandations et précisait que si le statut du patient le permet,chaque cholécystite lithiasique aiguë devrait bénéficier d’une chirurgie

rapide laparoscopique (idéalement endéans les 24 h). Cette méta-ana-lyse pourrait remettre en questions ces recommandations mais d’autresétudes prospectives sont nécessaires afin d’optimaliser la sélection despatients ayant ou non besoin d’une chirurgie en cas de lithiase biliairesymptomatique sous forme de colique biliaire ou de cholécystite aiguënon compliquée.

Pour la pratique

8/18/2019 FRtot5_2015

12/16

 Traitement antiagrégant prolongé associantclopidogrel et aspirine : mortalité accrue ?

Référence Elmariah S, Mauri L,Doros G, et al. Extendedduration dual antiplatelettherapy and mortality: asystematic review andmeta-analysis. Lancet2015;385:79-8.

minerva   juin 2015 volume 14 numéro 5  61

 Analyse Pierre Chevalier,médecin généraliste

L’association prolongée d’un deuxième

antiagrégant plaquettaire à l’aspirine modifie-

t-elle le risque de décès (de toute cause,

cardiovasculaire ou non cardiovasculaire) versus

aspirine seule ou versus traitement double plus

court ?

ContexteDans l’étude CHARISMA publiée en 20061 que nous avons discutée dans Mi-nerva2, l’ajout de clopidogrel à l’aspirine montrait, versus aspirine seule, une aug-

mentation du risque de saignement sans efficacité supérieure pour la préventiond’évènements cardiovasculaires chez des patients présentant une pathologiecardiovasculaire documentée ou des facteurs de risque cardiovasculaires consé-quents. Il n’y avait cependant pas de différence pour la mortalité globale ni pourla mortalité cardiovasculaire. L’étude SPS3 publiée en 20123 a par contre montréune augmentation significative de la mortalité en cas d’ajout de clopidogrel à l’as-pirine versus aspirine seule chez des patients avec infarctus cérébral lacunairerécent. De même, les plus récents résultats de l’étude DAPT publiée en 20144 etdiscutée dans ce même numéro5 suggèrent un risque d’augmentation de la mor-talité en cas de prolongation d’un traitement antiagrégant double (clopidogrel ouprasugrel + aspirine) versus aspirine seule si le traitement est prolongé au-delàd’un an (30 mois au total) versus 12 mois seulement. Une synthèse méthodiqueavec méta-analyse peut-elle nous aider à éclairer ces résultats divergents ?

Résumé

MéthodologieSynthèse méthodique avec méta-analyse

Sources consultées

• bases de données MEDLINE, EMBASE, CochraneCentral Register of Controlled Trials (jusqu’au 1octobre 2014)

• données non publiées à l’époque de l’étude DAPT 4 à laquelle 4 des 8 auteurs de cette synthèse ontparticipé.

Etudes sélectionnées• 14 RCTs évaluant l’effet d’un traitement antiagré-

gant double prolongé (12 mois souvent, avec unmaximum de 24 mois) versus traitement antiagré-gant par aspirine seule (N = 8) ou double de courtedurée (≤ 6 mois, en fait 1 à 6 mois, N = 6), pu-bliées avant le 1er octobre 2014 (+ étude DAPT),incluant plus de 100 participants et résultats à aumoins 1 an

• études évaluant les inhibiteurs du récepteur P2Y 12

 lentement réversibles c-à-d les thiénopyridines(ticlopidine, clopidogrel et prasugrel) ou à action

courte, rapide et réversibles (ticagrélor)• études publiées en anglais.

Population étudiée• seules des études avec le clopidogrel (et très peu

avec le prasugrel) ont été incluses• total de 69 644 sujets :

 ~ 42 616 sujets (N = 10 ; 3,2% de décès) avec pa-thologie coronarienne (intervention percutanéeou syndrome coronarien aigu)

 ~ 851 patients (N = 1 ; 4,8% de décès) avec revas-cularisation artérielle périphérique

~ 3 020 patients (N = 1 ; 6,3% de décès) post

 AVC lacunaire ~ 15 603 patients (N = 1 ; 4,8% de décès) à hautrisque d’évènement athérothrombotique

 ~ 7 554 patients (N = 1 ; 22% de décès) en fibril-lation auriculaire.

Mesure des résultats• critères de jugement primaires : mortalité de toute

cause, mortalité cardiovasculaire, mortalité noncardiovasculaire

• analyse en modèle d’effets aléatoires bayésiennehiérarchisée

• résultats en Hazard Ratio avec IC à 95% avecétude de variance du logarithme du HR.

Résultats• critères de jugement primaires :

~ mortalité de toute cause (N = 14) : traitementdouble prolongé versus aspirine ou traitementdouble court : HR de 1,05 avec ICr de 0,96 à1,19

 ~ mortalité cardiovasculaire (N = 12) : HR de 1,01avec ICr de 0,93 à 1,12

 ~ mortalité non cardiovasculaire (N = 11) : HR de

1,04 avec ICr de 0,90 à 1,26.

Conclusion des auteurs

Les auteurs concluent qu’un traitement antiplaquet-taire double prolongé n’est pas associé à une diffé-rence de risque de mortalité de toute cause ou demortalité non cardiovasculaire en comparaison avecde l’aspirine seule ou avec un traitement antiplaquet-taire double de courte durée.

Financement de l’étude  aucun.Conflits d’intérêt des auteurs  parmi les 8 auteurs, 4 déclarent desconflits d’intérêts avec (plusieurs) firmes de médicaments et/ou dedispositifs médicaux. Les autres auteurs déclarent ne pas avoir deconflits d’intérêts.

Question clinique

8/18/2019 FRtot5_2015

13/16  62minerva   juin 2015 volume 14 numéro 5

Discussion

Considérations sur la méthodologieCette méta-analyse repose sur une méthodologie cor-recte. La recherche dans la littérature a été faite par 3chercheurs de manière indépendante l’un de l’autre, dans

plusieurs bases de données ; extraction des données etévaluation de la qualité méthodologique des études ori-ginales (selon les critères de la Cochrane Collaboration)par deux investigateurs indépendamment l’un de l’autre(et constat d’un risque faible de biais) avec étude deconcordance par un troisième chercheur. Un funnel plot ne suggère pas de biais de publication. Les analysesstatistiques ont tenu compte des hétérogénéités entreétudes (méthodes, populations, durées de suivi) en utili-sant une méthode d’effets aléatoires couplée à une ap-proche bayésienne. Des analyses d’hétérogénéité (testI² avec une valeur de 26,5% soit faible) et de sensibilité

(1 étude exclue puis une autre, uniquement études pourune pathologie coronarienne) et de méta-régressionpour la durée du traitement ont été réalisées et montrentdes résultats concordants avec ceux de l’ensemble dessujets de cette méta-analyse.Soulignons que 7 études sur les 14 sont en protocoleouvert, mais n’influence très probablement pas les ré-sultats pour un critère tel que la mortalité.

Interprétation des résultatsCette méta-analyse ne montre donc ni une augmentationni une réduction de la mortalité en cas de poursuite d’untraitement antiagrégant double dans une population à

risque cardiovasculaire fort divers. L’incidence de décèsdans les différentes études selon la population inclusele montre : de 3,2 à 22%. Les auteurs soulignent eux-mêmes l’hétérogénéité clinique des populations inclusesdans leur synthèse et le fait qu’une augmentation demortalité de 19% (voir ICr ) ne peut être exclue. Au vu du nombre très faible d’études incluses dans cettesynthèse, pour les indications autres qu’une pathologie

coronarienne (post syndrome coronarien aigu, post re-perfusion percutanée), les résultats ne sont très proba-blement pas valides ; ils ne le sont également pas pourdes patients à haut risque (exclus des études). Les carac-

téristiques individuelles des sujets inclus sont absentesde la publication et des analyses faites ce qui relativise lapertinence clinique des conclusions de celles-ci.Il semble surtout que certains auteurs (dont l’auteur prin-cipal) de l’étude DAPT 4,5 aient voulu rassurer en mêmetemps qu’ils publiaient les résultats de leur étude quant àune surmortalité non cardiovasculaire lors de traitementsantiplaquettaires doubles prolongés post mise en placed’endoprothèse pharmacoactive. En noyant les résultatsde cette étude DAPT dans un chaudron incluant toutesles études avec pathologie coronarienne (ou autres pa-thologies cardiovasculaires dans peu d’études), cetteméta-analyse « efface » ce risque de mortalité accru. Ellene montre pas non plus de bénéfice en termes de morta-lité en cas de prolongation d’un traitement. La prolonga-tion du traitement antiplaquettaire double augmente parcontre nettement le risque hémorragique. Le bénéficeclinique potentiel d’une telle prolongation reste donc àapprécier individuellement en fonction de l’indication dutraitement, du risque thrombotique précis en cas de miseen place d’une d’endoprothèse, et du risque hémorra-gique, entre autres gastro-intestinal (voir ci-dessous).

 Autres publicationsL’étude CHARISMA 1,2  avait montré, chez des patients

présentant soit des facteurs de risque cardiovasculairesconséquents, soit une pathologie cardiovasculaire avé-rée que l’association de clopidogrel (75 mg par jour) àde l’acide acétylsalicylique (75 à 162 mg par jour) n’ap-portait aucun bénéfice mais augmentait le risque de sai-gnement. C’est la plus grosse étude reprise dans cetteméta-analyse d’Elmariah.Nous avons commenté dans la revue Minerva6  les ré-sultats d’une étude rétrospective d’une cohorte état-sunienne de personnes âgées de plus de 60 ans7  quiconfirmait, en cas d’association d’aspirine avec un autreantiagrégant plaquettaire, un risque accru d’hémorragiesgastro-intestinales hautes et basses, de transfusions et

d’hospitalisations qui y sont liées.

Références 1. Bhatt DL, Fox KA, Hacke W et al. Clopidogrel and aspirin versus aspi-

rin alone for the prevention of atherothrombotic events. N Engl J Med2006;354:1706-17.

2. Chevalier P. Pas d’intérêt de rajouter du clopidogrel à l’aspirine en pré- vention cardiovasculaire? MinervaF 2006;5(6):88-91.

3. SPS3 Investigators, Benavente OR, Hart RG, McClure LA, et al. Effectsof clopidogrel added to aspirin in patients with recent lacunar stroke. NEngl J Med 2012;367:817–25.

4. Mauri L; Kereiakes DJ; Yeh RW; DAPT Study Investigators. Twelve or30 months of dual antiplatelet therapy after drug-eluting stents. N EnglJ Med 2014;371:2155-66.

5. Chevalier P. Post endoprothèse pharmacoactive : 2 antiagrégants pla-quettaires pendant plus d’un an ? MinervaF 2015;14(5):57-8.

6. Chevalier P. Risques des associations antithrombotiques chez les per-sonnes âgées. Minerva online 15/09/2014.

7. Abraham NS, Hartman C, Richardson P, et al. Risk of lower andupper gastrointestinal bleeding, transfusions, and hospitalizationswith complex antithrombotic therapy in elderly patients. Circulation2013;128:1869-77.

Conclusion de Minerva

Cette synthèse avec méta-analyse de bonne qualité méthodologique,incluant des populations cliniquement hétérogènes, ne montre pas de

différence en termes de mortalité (globale, cardiovasculaire et non car-diovasculaire) entre un traitement antiagrégant plaquettaire double (clo-pidogrel ou prasugrel + aspirine) prolongé (12-24 mois) et un tel traite-ment court (≤ 6 mois) ou versus aspirine seule.

Un traitement antiagrégant plaquettaire double prolongé (> 12 mois)n’est actuellement recommandé dans aucune indication, même s’il estsouvent utilisé, en raison d’un risque hémorragique accru. Un bénéficepour un traitement double prolongé versus traitement court ou versusaspirine seule en termes de prévention d’évènements cardiovasculairessévères n’est pas concordant suivant les indications et les études mais,

par contre, une augmentation du risque d’hémorragie est observée. Laméta-analyse ici commentée n’apporte pas d’arguments utiles au prati-cien pour une éventuelle décision individualisée d’un choix de poursuited’un traitement antiagrégant double en fonction de l’indication spéci-fique, du risque thrombotique artériel et du risque hémorragique.

Pour la pratique

8/18/2019 FRtot5_2015

14/16minerva   juin 2015 volume 14 numéro 5

  63

Formation

Médicale

Continue

Concepts et outils en Evidence-Based Medicine

Comment gérer les données manquantes dans une RCT ?

Données manquantes et biais d’attritionDans une RCT, une analyse en intention de traiter (ITT) est pré-férable, sauf exception (par exemple étude de non infériorité),parce qu’elle maintient la comparaison de base établie par larandomisation et qu’elle estime mieux ce qui se produit « dansla réalité de tous les jours », sur le terrain où le traitement serautilisé1,2.Malgré les efforts des chercheurs, des données pour les cri-tères de jugement choisis ne sont pas toujours disponibles en find’étude pour tous les patients inclus.

Par exemple, dans une étude3 évaluant l’efficacité du l’indaca-

térol (2 dosages différents) versus formotérol et versus placebodurant 52 semaines chez des patients souffrant d’une BPCO, il y a 23 à 32% de sorties d’étude, en proportion inégale selon les groupes 4 .

Pour éviter un biais d’attrition (alias biais de migration) (erreursystématique lors de l’analyse en se focalisant sur les patientsayant terminé l’étude uniquement, et en négligeant les donnéesmanquantes, dues notamment aux sorties d’étude pour effet in-désirable (« dropout ») ou raison inconnue (« lost to follow-up »par exemple)), l’analyse en ITT doit être associée à un rempla-cement des données manquantes1,2. Ceci est d’autant plus im-portant si le motif de sortie d’étude est une caractéristique du

patient, par exemple son pronostic, et que la répartition entre lesgroupes d’étude aboutit à une non comparabilité des groupespour cette caractéristique ou bien que la répartition initiale estcorrecte mais que les taux de sorties d’étude en raison de cepronostic sont (fort) différents selon les bras d’étude.

Groenwold et coll. (2014) illustrent par 3 exemples l’importanced’un biais d’attrition non corrigé5.Dans une RCT évaluant l’effet d’un traitement A versus place-bo, le sexe est un facteur pronostique important de survenue ducritère de jugement étudié : 30% d’incidence chez les hommessans traitement actif, 10% chez les femmes. Initialement, bonnerépartition hommes/femmes (500/500) par bras d’étude.

Dans un 1er

 scenario, données disponibles pour tous les patients :RR de 0,80 pour l’efficacité du traitement. Il est donc jugé bé-néfique.Dans un 2ème  scénario, toutes les femmes sous traitement Aquittent l’étude (pour effet indésirable sexe-dépendant parexemple) ; seuls les hommes, plus à risque, restent dans ce brasd’étude : RR de 1,20 pour l’efficacité du traitement, donc jugénocif.Dans un 3ème scenario, 25% de données manquantes dans lesdeux bras, mais chez 50% des femmes (et non des hommes)du bras traitement A et chez 50% des hommes (et non desfemmes) sous placebo : RR de 1,12 pour l’efficacité du traite-ment, donc jugé nocif.

Remplacement des données manquantesPour éviter ce genre d’erreur, Groenwold et coll. insistent sur lanécessité de bien mentionner dans le rapport d’étude les ca-ractéristiques initiales des patients dans chacun des bras, maisaussi les caractéristiques pour les personnes dont les résultats

sont disponibles (et analysés). Comme nous l’avons démontréci-dessus, ceci est particulièrement intéressant pour les carac-téristiques à importance pronostique… pour autant que celles-ci

soient bien identifiables. Dans des études d’observation, en fonc-tion de ces données, un ajustement peut corriger les données(pour le sexe par exemple) et donner ainsi un résultat corrigé, nonbiaisé. Dans les RCTs, ce sont des techniques statistiques d’im-putation multiple et de pondération par les probabilités inverséesqui doivent être utilisées, chacune présentant des avantages res-pectifs6.

ConclusionLors de la lecture d’un rapport d’étude, il est important de vérifierles caractéristiques initiales des participants dans les différentsbras d’étude, leur répartition semblable suivant les bras d’étude,le nombre de sorties d’étude (données manquantes) avec lesmotifs. Un plus est la mention des caractéristiques comparativesdes sujets avec analyse des résultats en fin d’étude et si néces-saire, un remplacement des données manquantes par une tech-nique statistique validée.

Références 1. Chevalier P. Analyse en intention de traiter. MinervaF 2010:9(2):28.2. Chevalier P. Analyse en intention de traiter modifiée. MinervaF 2011;10(2):25.3. Dahl R, Chung KF, Buhl R, et al; INVOLVE (Indacaterol: Value in COPD: Longer Term

 Validation of Efficacy and Safety) Study Investigators. Efficacy of a new once-dailylong-acting inhaled beta2-agonist indacaterol versus twice-daily formoterol in COPD.

 Thorax 2010;65:473-9. (Etude INVOLVE).4. Chevalier P. Indacatérol, nouveau LABA, dans le traitement de la BPCO ? MinervaF

2011;10(1):10-1.5. Groenwold RH, Moons KG, Vandenbroucke JP. Randomized trials with missing outco-

me data: how to analyze and what to report. CMAJ 2014;186:1153-7.6. Seaman SR, White IR. Review of inverse probability weighting for dealing with missing

data. Stat Methods Med Res 2013;22:278-95.

Scénario 1 : données disponibles pour tous lespatients.

traitement placebo

Femmes 40/500 50/500

Hommes 120/500 150/500

160/1 000 200/1 000

RR = Re/Rc = (160/1 000)/(200/1 000) = 0,16/0,2 = 0,80

Scénario 2 : toutes les données des femmes sontmanquantes.

traitement placebo

Femmes - 50/500

Hommes 120/500 150/500

120/500 200/1 000

RR = Re/Rc = (120/500)/(200/1 000) = 0,24/0,2 = 1,20

Scénario 3 : 25% de données manquantes dans lesdeux bras.

traitement placeboFemmes 20/250 50/500

Hommes 120/500 75/250

140/750 125/750

RR = Re/Rc = (140/750)/(125/750) = 0,187/0,167 = 1,12

Pierre Chevalier, médecin généraliste

8/18/2019 FRtot5_2015

15/16

 Analyse de méta-régressionIl s’agit d’une technique de méta-analyse multivariée, comme larégression logistique, utilisée pour étudier, dans une synthèse

méthodique, la relation entre les caractéristiques des études(par exemple le secret d’attribution, le risque de sortie, le ca-lendrier de l’intervention) et les résultats des études (l’ampleurde l’effet dans chaque étude).

 Analyse en sous-groupe[Eng: subgroup analysis]Cette technique consiste à analyser les résultats d’un sous-groupe séparément de ceux de l’ensemble de la populationconcernée par la recherche. Ce type d’analyse par sous-groupedoit avoir été déterminé préalablement dans le protocole derecherche.

Biais de migration[Eng: attrition bias]Erreur systématique liée à l’exclusion de certains patients pourl’analyse, soit parce qu’ils sont perdus de vue, soit parce qu’ilsont arrêté le traitement, soit parce que leurs données sont in-complètes.

Biais de publication[Eng: publication bias]Un biais est un erreur systématique dans la méthodologied’une étude. Il existe un biais de publication si la publicationdes études dépend de l’ampleur, de la direction ou de la signifi-cation statistique des résultats de l’étude. Cette forme de biaisest importante pour les méta-analyses. La recherche des biais

de publication peut se faire à l’aide, par exemple, d’un funnelplot.

Borne de non inférioritéLe seuil de non infériorité représente la valeur maximale quepourra avoir la borne supérieure de l’intervalle de confiance del’efficacité du nouveau traitement par rapport au comparateurafin de garantir que le nouveau traitement n’est pas moins effi-cace ; une borne de non infériorité doit, sur avis d’experts, êtrechoisie comme étant égale à la moitié de la borne de supério-rité.

Critère de jugement compositeUn critère de jugement dans une étude est dit composite s’ilest composé d’un ensemble d’éléments, par exemple l’asso-ciation d’infarctus du myocarde, d’angor et de décès. Un cri-tère de jugement composite peut poser un problème de perti-nence si la composante qui a le plus de poids (plus fréquente,davantage modifiée par le traitement) est cliniquement faible-ment pertinente.

Critère intermédiaireLes critères de jugement intermédiaires sont des paramètressecondaires souvent liés uniquement indirectement au cri-tère de jugement fort. Dans une recherche relative à l’effica-cité d’une thérapie, la mesure des lipides dans le sérum parexemple, peut être considérée comme un critère de jugement

intermédiaire alors qu’un décès dû à une maladie cardiovascu-laire est un critère de jugement fort. Quand aucune relation di-recte n’est montrée entre un critère de jugement intermédiaireet un critère de jugement fort pertinent, la validité d’une étudese basant uniquement sur des critères intermédiaires est trèslimitée.

Echelle visuelle analogique - EVA [Eng: Visual Analogue Scale - VAS]Instrument de mesure qui permet à la personne interrogée de

situer sa réponse à une question sur une ligne (subdivisée ounon en différents points) tracée entre deux extrêmes (positif/négatif, oui/ non, malade/bonne santé, douleur/pas de dou-leur, etc.). Par exemple : Donnez une estimation de la douleurque vous éprouvez. Très douloureux -----Non douloureux 

Estimation de Kaplan-MeierL’estimation de Kaplan-Meier est une méthode (non paramé-trique) développée par Kaplan et Meier (1958) pour construiredes tables de survie. La méthode prend en compte le fait quecertaines personnes ne peuvent pas être suivies jusqu’aumoment où l’événement étudié se produit. Contrairement aumodèle de Cox, qui est une forme d’analyse multivariée, la

méthode de Kaplan et Meier n’introduit pas de covariables(analyse univariée).

Etude ouverte[Eng: open (label) study]Dans une étude ouverte, les patients comme les prescripteurssont au courant du traitement reçu, en opposition avec uneétude en aveugle.

Funnel plot de BeggUn funnel plot est une méthode graphique permettant de re-chercher les biais de publication lors de la réalisation d’uneméta-analyse. Pour chaque étude, l’effet trouvé est mis en re-lation, dans la méthode proposée par Begg, avec l’erreur stan-

dard pour la SMD. La distribution des points dans ce graphiquedevrait être disposée en entonnoir (Eng: funnel ), la dispersionétant plus grande au fur et à mesure que la taille de l’échantillondiminue. Une asymétrie dans la forme de l’entonnoir indiqueque des études manquent.

Imputation des données manquantesL’absence de données pour certaines variables pour certainssujets inclus dans une étude peut fausser une analyse qui tentede déterminer quelle variable influence le plus les résultats. Lesstatisticiens ont développé différentes méthodes, basées surl’hypothèse que les données sont manquantes par hasard : ap-proches basées sur le rapport de vraisemblance, estimations

pondérées ou, plus utilisée, imputation multiple. Dans l’imputa-tion multiple, les données sont imputées à plusieurs reprises eten prenant en compte l’incertitude de la valeur imputée.

Puissance[Eng: power]La puissance statistique est la probabilité que l’hypothèse nullesoit rejetée dans une étude et que cette dernière puisse doncmettre en évidence une association réellement existante. Lapuissance est déterminée par différents facteurs parmi lesquels,la fréquence de la maladie étudiée (prévalence), la taille de l’effetdu traitement, le protocole de l’étude et la taille de l’échantil-lon. Lors de l’instauration de l’étude, les chercheurs optent pourune certaine puissance en fonction de laquelle l’importance del’échantillon est déterminée. Une puissance statistique de 80%est généralement considérée comme le minimum exigible. Cequi signifie qu’il existe 80% de chance que l’étude puisse mettreun effet en évidence.

  64minerva   juin 2015 volume 14 numéro 5

Glossaire   Termes épidémiologiques et statistiques

8/18/2019 FRtot5_2015

16/16

Juin

2015

RéférenceBateman ED, O’Byrne WW, Busse WW, et al. Once-daily fluticasone furoate (FF)/vilanterol reduces risk ofsevere exacerbations in asthma versus FF alone. Thorax2014;69:312-9.

 Analyse Alain Van Meerhaeghe –GERHPAC, CHU-Charleroi

ConclusionL’utilisation en une prise par 24 heures de l’associa-tion furoate de fluticasone/vilantérol réduit légère-ment la probabilité d’une exacerbation sévère à 52semaines par rapport au furoate de fluticasone seul.

Cependant, les données actuelles indiquent un sur-croît d’effets indésirables avec la fluticasone par rap-port à d’autres CSI. De plus, le vilantérol étant unenouvelle molécule sur le marché, il vaut mieux utiliserdes LABA plus éprouvés et mieux connus.

RéférenceMorillo CA, Verma A, Connolly SJ, et al; RAAFT-2 Inves-

tigators. Radiofrequency ablation vs antiarythmic drugsas first-line treatment of paroxysmal atrial fibrillation(RAAFT-2): a randomized trial. JAMA 2014;311:692-700.

 AnalysePhilippe Delmotte, Service de Cardiologie, CHU AmbroiseParé, Mons

ConclusionDans cette étude de bonne qualité méthodologique,l’ablation par radiofréquence s’est montrée plus effi-cace que les médicaments antiarythmiques commetraitement initial de la fibrillation auriculaire paroxys-tique. Cette efficacité est cependant modeste (plusde la moitié des participants ont tout de même pré-

senté une récidive dans le groupe ablation) et se faitau prix d’un risque accru d’effets indésirables poten-tiellement graves.

RéférenceProcter S, Stewart K, Reeves D, et al. Complex consul-tations in primary care: a tool for assessing the range ofhealth problems and issues addressed in general practice

consultations. BMC Fam Pract 2014;15:105.

 AnalyseLaetitia Buret, Département de Médecine Générale, Uni- versité de Liège

ConclusionL’outil développé dans cette recherche a le mérite des’intéresser à la complexité de la consultation dans le

but de décrire le nombre et la diversité des problèmesrencontrés en consultation de médecine générale.Son processus d’élaboration reflète bien la complexi-té des interactions au sein de la consultation. Sa fia-bilité et surtout son utilité doivent encore être mises àl’épreuve dans d’autres recherches.

Référence Tan M, Mol GC, van Rooden CJ, et al. Magnetic resonancedirect thrombus imaging differentiates acute recurrent ip-silateral deep vein thrombosis from residual thrombosis.Blood 2014;124:623-7.

 AnalysePierre Chevalier, médecin généraliste

ConclusionCette étude montre qu’une résonance magnétiqueavec une image pondérée en T1 (Magnetic Reso-nance Direct Thrombus Imaging - MRDTI) est un testprécis pour le diagnostic d’une TVP précédente, dia-gnostic différentiel non possible par une échographieavec compression. La faisabilité en Belgique d’unetelle démarche diagnostique reste à évaluer.

RéférenceFord AC, Quigley EM, Lacy BF, et al. Efficacy of prebio-tics, probiotics, and synbiotics in irritable bowel syndromeand chronic idiopathic constipation: systematic review andmeta-analysis. Am J Gastroenterol 2014;109:1547-61.

 AnalyseRamon Cohen, médecine générale

ConclusionCette synthèse méthodique avec méta-analyses debonne qualité méthodologique, mais basée sur desRCTs hétérogènes, montre des résultats statistique-ment significatifs des probiotiques sur les plaintesabdominales dans le cadre du syndrome du côlonirritable (SCI). Aucune conclusion clinique ne peutêtre émise pour les probiotiques dans le cadre de laconstipation chronique idiopathique (CCI). D’autresétudes sont nécessaires pour évaluer une éventuelleefficacité des prébiotiques et synbiotiques.

NOUVELLES ANALYSES COURTES

PLACEES SUR LE SITE WEB

  S  I  T  E  W  E  B  q

  u  o  i  d  e   n  e  u  f  ?

 Asthme et exacerbations sévères :fluticasone ou fluticasone + vilantérol ?

Fibrillation auriculaire paroxystique: abla-tion par radiofréquence versus médica-ments antiarythmiques

Complexité de la consultation enmédecine générale: un outil pour enfaciliter l’étude ?

Diagnostic d’une récidive de TVP versusséquelle d’une ancienne TVP

Probiotiques, prébiotiques, synbiotiques :utiles dans le syndrome du côlon irrita-ble et la constipation chroniqueidiopathique ?