Randomisation

Le tirage au sort, pour savoir à quel groupe de poussée était attribuée la parturiente, a été réalisé par la sage-femme investigatrice via le dossier informatisé dédié à l’étude sur un site web, après avoir vérifié les critères d’inclusion et d’exclusion des femmes et recueilli le consentement signé des femmes. Une fois la randomisation faite, la patiente était informée du type de poussée auquel elle a été assignée : « poussée à glotte ouverte» ou « poussée à glotte fermée». Le type de poussée assigné était utilisé dès que la patiente était amenée à pousser.

La liste de randomisation a été créée par un programme informatique et une structure indépendante du CIC et de l’investigateur coordonnateur (Société Medsharing®). Elle était stratifiée par maternité, selon la parité (primipare vs multipares) et selon l’existence d’une analgésie péridurale au moment de la randomisation ; et par blocs de 4 à 6. La randomisation, tout comme la collecte des données, ont été réalisées via un site Internet

114 disponible 24 heures sur 24, par l’investigateur. Chaque service disposant actuellement d’un accès internet soit dans la salle d’accouchement et/ou dans les bureaux médicaux, ce mode de randomisation était possible et sécuritaire.

L’étude a été réalisée “en ouverte” puisque le simple ou le double aveugle n’étaient pas possible avec ce type d’intervention. Lors du recueil de données, l’attachée de recherche clinique ne connaissait pas le groupe d’allocation de la femme comme le statisticien. Cependant les critères de jugement étaient explicités dans le dossier par la sage-femme ou le médecin ayant réalisé l’accouchement.

4.7. Analyse statistique 4.7.1. Généralités

L’analyse de l’issue principale a porté sur toutes les femmes ayant été randomisées et assignées au groupe interventionnel (glotte ouverte dirigée) ou au groupe contrôle (glotte fermée dirigée) selon une analyse en intention de traiter. Les femmes n’ayant pas utilisé la poussée qui leur avait été allouée par la randomisation sont restées dans leur groupe initial d’allocation.

Nous avons décrit les éventuels écarts au protocole de poussée assignée dans l’étude et leurs raisons (refus du patient de poursuivre la poussée assignée, non compliance à la poussée allouée, inefficacité, nécessité clinique, etc.). Les inclusions à tort ne devaient théoriquement pas se voir avec la randomisation via le cahier électronique et le moment tardif de celle-ci.

Dans un premier temps, nous avons décrit les caractéristiques des sujets ayant été inclus dans l’étude.

La comparabilité initiale des groupes a été décrite notamment pour les données sociodémographiques, les facteurs de risques et pronostiques de nos critères d’évaluation, afin de les prendre en compte, s’ils étaient cliniquement pertinents, avec les facteurs de confusion éventuels, dans l’analyse multivariée.

Une analyse secondaire per protocole était prévue dans le protocole mais n’a pas été réalisée dans le cadre de ce travail.

115 4.7.2. Description des échantillons à l’inclusion

4.7.2.1. Analyse principale

Les caractéristiques de base des femmes et des enfants (âge, poids, parité, etc.) des deux groupes de l’étude ont été comparées par un test du Chi 2 (avec test exact de Fisher lorsque besoin) pour les variables qualitatives, ou par un test de Student pour les variables quantitatives. Lorsque les items comportaient des sous catégories (ex catégories de pathologies maternelles), les pourcentages indiqués correspondent à la répartition à l’intérieur de cet item pour les femmes concernées.

Les résultats principaux sont rapportés sous la forme de risques relatifs (RR) bruts avec leur intervalle de confiance à 95 % (Bernard et Lapointe, 1991). Certaines données peu fréquentes (mutation en réanimation néonatale, etc.) font l'objet de statistiques descriptives simples. Une analyse multivariée (modèle linéaire généralisé pas à pas descendant manuel) a été réalisée pour prendre en compte les facteurs pronostiques pertinents et de confusion, afin d’obtenir les RR ajustés avec les intervalles de confiance à 95% (Stokes et al., 2012). Les publications portant sur l’évaluation des types de poussées à l’accouchement n’ont pas fait état de facteur de confusion et aucun auteur n’a publié d’analyse multivariée. C’est pourquoi, nous avons sélectionné les facteurs de confusion issus des analyses univariées si p était ≤ 0,20 et s’ils étaient cliniquement pertinents, et/ou s’ils étaient suspectés d’après la littérature (ex : indice de masse corporelle [IMC] avant la grossesse). Les interactions cliniquement pertinentes entre le facteur d’exposition étudié et les autres facteurs ont été recherchées.

Nous avons retenu l’IMC des femmes avant la grossesse comme facteur de confusion car nous avons retrouvé dans la littérature un impact de l’IMC sur la capacité respiratoire ainsi qu’un impact sur la survenue de déchirures périnéales. En effet, il semble bien établi que l’obésité a un impact négatif sur le système respiratoire et la fonction pulmonaire en diminuant, entre autres, le volume expiratoire forcé, la capacité pulmonaire totale ou encore la capacité résiduelle fonctionnelle (Wei et Wu, 2012). Cet impact sur la capacité respiratoire peut donc potentiellement influencer la poussée en expiration qui nécessite un souffle long et prolongé des femmes. Par ailleurs, on observe une augmentation des déchirures périnéales (p<10⁻⁴) avec l’augmentation de l’IMC, sans augmentation des déchirures périnéales du 3^ème ou 4^ème degré (Deruelle et al., 2017).

116 Un effet centre devait être recherché et pris en charge, si besoin, en utilisant un test de Cochran-Mantel Haenszel, pour comparer l’efficacité du type de poussée de chaque groupe (Bernard et Lapointe, 1991 ; Bouyer et al., 2009).

Nous avons retenu comme seuil statistique de significativité 5%. 4.7.2.2. Analyses secondaires

Une analyse selon la parité était envisagée mais n’a pas été faite dans le cadre de ce manuscrit.

Chaque critère de jugement secondaire a fait l’objet d’une analyse identique au critère de jugement principal. Ils ont été rapportés sous la forme de risques relatifs bruts et ajustés avec leur intervalle de confiance à 95 % (sauf pour l’hémorragie du post-partum immédiat [HPPI] et la survenue d’un pH ombilical artériel <7,10 où un Odd ratio [OR] a été calculé en raison de la faible prévalence ; pour l’HPPI, l’ORa a été calculé avec une régression logistique) (Bernard et Lapointe, 1991 ; Allison, 2012).

Pour l’analyse du vécu de l’accouchement, nous avons utilisé le Questionnaire d’Evaluation du Vécu de l’Accouchement (QEVA)(Annexe 5) validé par Carquillat et al. (2016, 2017). Ce questionnaire comporte 32 questions et le temps de remplissage est d’environ 15 minutes. Dans le cadre de l’analyse de cette thèse, nous n’utiliserons que la version courte validée du QEVA (13 items) (Carquillat et al., 2017). Les réponses au questionnaire vont, pour chaque item, de 1 à 4 avec une échelle de Likert (tout à fait, en partie, pas tellement, pas du tout) et une note élevée indique un plus mauvais vécu. Nos deux groupes de femmes ont été comparés via le calcul de scores. Ces scores, calculés pour 4 dimensions, étaient composés de : 4 items pour « la relation avec les soignants » (questions 5, 6, 7 et 8), 3 items pour « les émotions » (questions 1, 2 et 4), 3 items pour « les premiers instants avec le nouveau-né » (questions 17, 18 et 19) et 3 items pour « le ressenti à 1 mois » (questions 21, 22 et 23). Pour chaque femme, le score global d’une dimension correspond à la moyenne de la note de chaque item (ex : pour une patiente virtuelle, où l’on retrouve des notes de ‘1’, ‘2’ et ‘1’ aux trois items composant la dimension « émotions », le score global individuel correspondant est de 1,3). Les deux groupes ont été comparés avec test de Student pour les moyennes des femmes de chaque groupe, pour chacune des dimensions étudiées.

117 Par ailleurs, dans le questionnaire utilisé, une question concerne le vécu global des femmes (score côté par les femmes sur une échelle de notation numérique allant de 0 à 10, 0 étant associé à un très mauvais vécu et 10 a un très bon vécu). Un mauvais vécu de l’accouchement a été défini par une note globale ≤ 7 (Carquillat et al., 2017). Nos deux groupes de femmes ont donc été comparés avec un test de Student (moyenne globale) et du Chi 2 (pourcentage de femmes ayant un mauvais vécu) pour cette dernière dimension testée.

Concernant l’évaluation de la statique pelvienne maternelle après l’accouchement, nous avons utilisé le POP-Q et le questionnaire ICIQ-SF (Annexe 3 et 4). Pour l’analyse du POP-Q, nous avons comparé chaque point individuellement avec un test de Student. Puis nous avons comparé chaque groupe en utilisant les stades de la classification du prolapsus des organes pelviens (POP) de Mouritsen et al. (2005) avec un test de Chi 2 :

- Stade 0 : pas de prolapsus, points ≤ - 3cm.

- Stade I : le point le plus distal est situé entre > -3 et <-1 cm de l’hymen. - Stade II : le point le plus distal est situé entre ≥-1 et ≤ +1 cm de l’hymen. - Stade III : le point le plus distal est situé à > + 1cm de l’hymen.

- Stade IV : le point le plus distal est situé au moins à + (tvl – 2 cm).

Pour l’analyse du questionnaire ICIQ-SF, nous avons comparé chaque groupe en utilisant le score calculé à partir de la première partie du questionnaire. Nous avons comparé chaque groupe de façon qualitative en considérant, comme valeur seuil, un score > 0 (présence d’une incontinence urinaire), puis comme valeur seuil un score > 5. En effet, un score compris entre 1 et 5 est associé à une incontinence urinaire légère pour Kloving et al. (2009) alors qu’un score compris entre 6-12 correspond à une incontinence urinaire modérée et un score entre 13 et 18 une incontinence urinaire sévère. Enfin, nous avons étudié les scores moyens de chaque groupe avec un test de Student (Bouyer, 2014).

Nous avons retenu comme seuil statistique de significativité 5%.

4.7.3. Méthode de prise en compte des données manquantes, inutilisées ou invalides

118 4.7.4. Responsable de l’analyse

Les responsables de l’analyse étaient le Dr Anne Legrand, Mlle Barasinski Chloé et le Dr Françoise Vendittelli, Recherche clinique en périnatalité, CNRS-UMR 6602, Institut Pascal, Axe TGI-PEPRADE, Pôle FEE - CHU Estaing 1, place Lucie et Raymond Aubrac 63003 Clermont-Ferrand Cedex 1.

L’analyse statistique a été réalisée à l’aide du logiciel SAS (Statistics Program for Public Health on IBM-compatible Microcomputer, version 9.4) avec le soutien du service de Santé publique du CHU de Clermont-Ferrand.