Article pp.147-151 du Vol.2 n°2 (2012)

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DOI 10.1007/s13341-012-0166-4

ActuAlités en médecine d’urgence / NEWS IN EMERGENCY MEDICINE

Actualités en médecine d’urgence

Rédacteur associé : F. Carpentier

Traitement ambulatoire versus hospitalisation

pour les patients présentant une embolie pulmonaire aiguë : étude internationale, ouverte,

randomisée de non-infériorité

Aujesky d, roy Pm, Verschuren F, et al (2011) Out patient versus inpatient treatment for patient with acute pulmonary embolism: an international, open label, randomised, non-inferiority trial.

lancet 378:41–8. clinicaltrials.

gov: nct00425542

Problématique : il est communé- ment admis que la prise en charge des thromboses veineuses (tV) se fait en ambulatoire, par héparine de bas poids moléculaire (HBPm). même si certains articles proposent d’étendre cette pratique aux embolies pul- monaires (eP) hémodynamiquement stables, le traitement de ces dernières se fait majoritairement en hospitalisation. la classification initiale de l’eP dans un groupe à faible risque (13 à 51 % selon les études), à partir d’un score pronostique validé, permet-elle un traitement ambulatoire sécurisé ? Objectif : démontrer la non-infériorité en termes d’effi- cacité et de sûreté d’une prise en charge thérapeutique en ambulatoire (Outpatient treatment of Pulmonary embolism [OtPe]) par comparaison à une prise en charge en hospitalisation des eP à faible risque selon le score Pesi (Pulmo- nary embolism severity index) [1].

Type d’étude et pertinence : étude multicentrique (19 cen- tres), internationale, ouverte, randomisée de non-infériorité, évaluant deux groupes de patients présentant une eP récente, classée à faible risque (classe i ou ii du score Pesi) : un groupe pris en charge en ambulatoire (< 24 heures d’hospitalisation), le second traité en hospitalisation. dans les deux groupes, le protocole proposait un traitement initial par enoxaparine deux injections par jour avec relais précoce par antivitamine K jusqu’à obtention d’un inr supérieur à 2 sur deux contrôles consécutifs à 48 heures, et pour une durée minimum de 90 jours. la randomisation était centra- lisée, informatisée et stratifiée par centre, pour un ratio de 1 pour 1. le critère de jugement principal était la récidive d’un

accident thromboembolique (tV ou eP) symptomatique, confirmé à l’imagerie dans les 90 jours suivant l’inclusion.

les critères de jugement secondaires étaient la survenue d’un accident hémorragique grave (localisation, déglobulisation ou transfusion) [2].

Résultats : entre février 2007 et janvier 2010, 172 patients ont été inclus et randomisés dans chaque groupe. les groupes étaient comparables sur les données démographiques et la classification Pesi avec 70 % de classe i et 30 % de classe ii. Pour l’analyse principale, 1/171 patients traités en ambulatoire vs 0/168 traités en hospitalisation a eu un événement thromboembolique dans les trois mois de suivi, confirmant la non-infériorité (p = 0,011) avec une borne supérieure de l’intervalle de confiance à 2,7 %. de même, la non-infériorité a pu être démontrée pour le risque de décès et d’hémorragie grave. la durée du traitement par HBPm a été plus longue chez les patients traités en ambulatoire (11,5 vs 8,9 jours ; p = 0,04). Parmi ces derniers, 75 % ont géré seuls les injec- tions d’anticoagulants à domicile. le pourcentage de temps passé avec un inr dans les doses thérapeutiques (2 à 3) était équivalent dans les deux groupes. dans 14 % des cas, les patients traités en ambulatoire auraient souhaité une hospitalisation prolongée, et à l’opposé, 29 % des patients pris en charge à l’hôpital auraient souhaité bénéficier d’un traitement à domicile. enfin, le nombre de consultations médicales ou de réadmissions est équivalent entre les deux groupes étudiés.

Commentaires : cette étude confirme que chez les patients ayant un score pronostique de classe i ou ii, un traitement ambulatoire de l’eP n’est pas inférieur en termes d’effica- cité (récidive eteV), de sécurité (accident hémorragique) et d’acceptation. elle permet en outre de réduire le temps passé à l’hôpital et ainsi le coût lié aux soins. l’estimation préalable du degré de sévérité de l’événement embolique pulmonaire avec le score Pesi n’inclut cependant pas les marqueurs de dysfonction ou de souffrance cardiaque (bio- marqueur ou échographie cardiaque). cette prise en charge extrahospitalière peut être organisée dès le service des urgences et inclure une éducation des patients aux auto-injections.

enfin, de même que pour les tV, elle nécessite une adhésion de la médecine libérale pour le suivi des traitements anti coagulants, la réalisation éventuelle d’une enquête

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étiologique. dans tous les cas, une suspicion d’eP impose un diagnostic de certitude rapide, une analyse de gravité et donc une prise en charge initiale hospitalière.

1. Aujesky d, Obrosky ds, stone rA, et al (2005) derivation and validation of a pronostic model for pulmonary embolism. Am J respir crit care med 172:1041–6

2. schulman s, Kearon c (2005) definition of major bleeding in clinical investigations of antihemostatic medicinal products in non- surgical patients. J thromb Haemost 3:692–4

A. Armand-Perroux

service des urgences, cHu d’Angers, F-49933 Angers cedex 09, France e-mail : [email protected]

Oxygénothérapie hyperbare dans les intoxications domestiques au monoxyde de carbone :

deux essais contrôlés, randomisés

Annane d, chadda K, gajdos P, et al (2011) Hyperbaric oxygen therapy for acute domestic carbon monoxide poisoning: two randomi- zed controlled trials. intensive care med 37:486–92. clinicaltrials.

gov: nct 01100515 (trial A) et nct 01099995 (trial B)

Problématique : dans la prise en charge thérapeutique de l’intoxication aiguë à l’oxyde de carbone (cO), la place réelle de l’oxy- génothérapie hyperbare (OHB) n’est toujours pas validée, en particulier en cas de perte de conscience (Pdc).

Objectif : double comparaison d’efficacité entre : 1) l’oxygéno- thérapie normobare (OnB) et l’OHB chez les malades ayant présenté une Pdc brève ; 2) entre une ou deux séances d’OHB chez les malades comateux.

Type d’étude et sa pertinence : double essai mono centrique simultané contrôlé randomisé, en ouvert. tous les malades de plus de 15 ans, admis dans les 12 heures d’une intoxication aiguë domestique au cO (HBcO à l’admission > 10 % [fumeur] ou 5 % [non-fumeur]) ont été inclus. les critères d’exclusion étaient : une intoxication associée, une tentative de suicide, la grossesse. les malades avec Pdc transitoire (malaise, syncope) [Essai A] ont reçu six heures d’OnB (A0) ou quatre heures d’OnB et une séance d’OHB (durée deux heures à deux atmosphères) [A1]. les malades avec un coma (glasgow < 8) [Essai B] ont reçu un traitement comportant quatre heures d’OnB et une séance d’OHB (B1) ou deux séances d’OHB (B2) à 6–12 heures d’intervalle. le critère de jugement principal était la guérison sans séquelle neurologique à un mois (autoquestionnaire et consultation médicale spécialisée), et les critères secondaires étaient un taux de séquelles persistantes, un retour à

l’activité antérieure, le taux d’HBcO, les effets secondaires.

l’analyse a été faite en intention de traiter.

Principaux résultats : Dans l’essai A, 86 patients ont reçu le traitement A0 et 93 le traitement A1, avec six perdus de vue.

le taux de guérison sans séquelles neurologiques à un mois a été respectivement de 61 et de 58 % (p = 0,87 ; Or = 0,9 ; ic 95 % : [0,47–1,71]), taux non différents en classant les perdus de vue en échec ou en succès. la durée de l’intoxication, le délai de randomisation, le taux d’HBcO n’ont pas modifié ces résultats. Aucun décès et aucune séquelle sévère. Dans l’essai B, 101 malades ont reçu le traitement B1 et 105 le trai- tement B2, avec 36 perdus de vue. le taux de guérison sans séquelle neurologique à un mois a été moins important dans le groupe B1 (47 %) que dans le groupe B2 (68 %), (p = 0,007), résultat identique en classant les perdus de vue en échec ou en succès. durée de l’intoxication, délai de randomisation, coma avant ou à l’admission, taux d’HBcO n’ont pas influencé ces résultats. deux décès dans chaque groupe. il y a eu plus de malades avec séquelles neurologiques persistantes après deux séances d’OHB. les effets secondaires (OHB) ont été rares et identiques dans les deux groupes.

Commentaires : dans l’intoxication domestique et isolée au cO avec Pdc transitoire, un traitement par OnB, et, chez les malades comateux, une séance d’OHB sont suffisants, en termes de guérison complète. cette conclusion ne vaut que si le traitement est effectué tôt avec les modalités d’OHB de cette étude. il n’y a pas d’explication aux résultats sur- prenant de l’essai B, conduisant à son arrêt prématuré. c’est un essai de méthodologie très rigoureuse, en ouvert avec une évaluation faite en aveugle. les critères d’inclusion très stricts (réalité de la Pdc ou du coma) expliquent les difficul- tés d’inclusion et la durée de l’étude (> 10 ans), avec donc un recrutement non consécutif. il existe un biais de classe- ment (ou d’attrition) possible en raison de la difficulté à faire la distinction entre Pdc et coma, surtout lorsque ces signes sont transitoires. un nombre important de perdus de vue est à signaler (26 malades dans l’essai A, 36 dans l’essai B) et l’analyse complémentaire, réalisée en intégrant ces malades dans les échecs ou dans les succès, n’a jamais été en faveur de l’OHB. la cohérence externe est difficile à apprécier en raison d’une littérature très hétérogène (méthodologie [ouvert, simple, double insu], critères d’inclusion, schémas thérapeutiques, nombre et modalités des séances d’OHB, critères de jugement, évaluation) ne permettant aucune extrapolation chez des malades ayant une présentation clinique différente [1]. la même équipe avait montré que l’OHB n’était pas utile dans l’intoxication peu sévère (sans Pdc), et que deux séances d’OHB n’apportaient pas de bénéfice en cas de Pdc, sans donner une réponse chez les malades comateux (manque de puissance) [2]. dans la continuité de l’objectif de cette équipe, ce double essai définit la place réelle de l’OnB et de l’OHB dans l’intoxication aiguë et isolée au cO en fonction des signes cliniques initiaux.

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1. Wolf sJ, lavonas eJ, sloan eP, et al (2008) clinical policy:

critical issues in the management of adult patients presenting to the emergency department with acute carbon monoxide poisoning.

Ann emerg med 51:138–52

2. raphael Jc, elkharrat d, Jars-guincestre mc, et al (1989) trial of normobaric and hyperbaric oxygen for acute carbon monoxide intoxication. lancet 2:414–9

J. Bouget

service des urgences, hôpital Pontchaillou, F-35033 rennes cedex, France

e-mail : [email protected]

Validation prospective du score ABCD2 chez les patients se présentant aux urgences avec un accident ischémique transitoire

Perry JJ, sharma m, sivilotti mlA, et al (2011) Prospective validation of the ABcd2 score for patients in the emergency department with transient ischemic attack. cmAJ 183:1137–45

Problématique : le score ABcd2 (Age, Blood Pressure, clinical Features, duration of symptoms, diabetes) est proposé pour permettre d’identifier les patients à fort risque d’accident vasculaire cérébral (AVc) après un accident ischémique transitoire (Ait) et ainsi préconiser une hospitalisation en urgence pour réaliser le bilan cardio- vasculaire et étiologique [1,2].

Objectif : évaluer la pertinence de deux valeurs seuils du score ABcd2 pour prédire la survenue d’un AVc à sept jours (j7) et à 90 jours (j90) après un Ait.

Type d’étude : étude prospective multicentrique cana- dienne recensant tous les patients victimes d’Ait dans huit services d’urgence canadiens.

Critère de jugement principal : la survenue d’un AVc à j7 et à j90.

Résultats principaux : deux mille cinquante-six patients ont été inclus dans l’étude après la réalisation du diagnostic d’Ait. le score ABcd2 est calculé par le médecin au chevet du patient et par un comité examinateur. les patients ont eu un taux d’AVc de 1,8 % à sept jours et de 3,2 % à 90 jours.

un score ABcd2 supérieur à 5 aboutit à une sensibilité de 32 % pour le risque de survenue d’un AVc à sept jours et de 29 % pour celui d’un AVc à 90 jours. un score ABcd2 supérieur à 2 aboutit à une sensibilité de 95 % et une spéci- ficité de 12 % pour le risque de survenue d’un AVc à j7. la corrélation entre le score calculé par l’examinateur et celui par l’expert est très faible (39 % des patients mal évalués).

Discussion : le score ABcd2 semble facile d’utilisation, mais sa définition engendre un nombre important d’erreurs.

dans cette étude, seuls 61 % des patients ont été évalués de la même façon par le médecin urgentiste et par l’expert neuro- logue. cette variation atteint plus de deux points pour 14 % des patients. différentes études montrent que parmi les Ait suspectés aux urgences, environ 60 % sont réellement des Ait [3–5]. il faut donc que ce score soit plus précis dans sa défi- nition. de plus, la notion de valeur seuil pour catégoriser les patients en haut et bas risque d’AVc n’est pas définie claire- ment : selon la valeur adoptée, quand on gagne en sensi bilité on perd en spécificité. ce score peut donc permettre de faciliter la discussion entre cliniciens mais ne doit pas rempla cer le jugement clinique prédictif du médecin. il faut aussi noter que ce score ne tient pas compte de l’étiologie suspectée de l’Ait : une sténose carotidienne peut se révéler par un Ait avec un score faible, mais son absence de traitement rapide engendrera plus facilement un nouvel Ait ou AVc [6]. il en est de même pour l’arythmie et une ischémie cérébrale visua- lisée sur le scanner. il semble qu’une imagerie irm positive associée à un ABcd2 faible est autant à risque de dévelop- per un AVc qu’un patient avec un score ABcd2 haut et une imagerie négative après 90 jours de suivi. d’autres scores sont donc en cours d’étude comme le score ABcd3-i qui ajoute +2 points si l’histoire de la maladie est en faveur d’un Ait dans les sept jours précédents, +2 points si irm positive et +2 points si sténose carotidienne de plus de 50 %. de la même façon, le score ABcde, qui intègre au score ABcd2 l’étiolo- gie suspectée, serait plus sensible. d’après la Haute Autorité de santé (HAs), cette échelle est encore récente et il faudra attendre d’autres travaux de validation avant qu’elle puisse être utilisée en routine. ce score paraît donc perfectible, il permet de parler un même langage avec les neurologues mais ne devrait pas être le seul critère d’évaluation.

1. Foundation stroke (2010) clinical guidelines for stroke management. Available from: http://www.strokefoundation.com.au/news/

welcome/clinical-guidelines-for-acute-stroke-management 2. Johnston sc, rothwell Pm, nguyen-Huynh mn, et al (2007) Vali-

dation and refinement of scores to predict very early stroke risk after transient ischaemic attack. lancet 369:283–92

3. Panagos Pd (2012) transient ischemic attack (tiA): the initial diagnostic and therapeutic dilemma. Am J emerg med: in press (epub ahead 2011 may 11)

4. Prabhakaran s, silver AJ, Warrior l, et al (2008) misdiagnosis of transient ischemic attacks in the emergency room. cerebrovasc dis 26:630–5

5. rizos t, ringleb PA, Huttner HB, et al (2009) evolution of stroke diagnosis in the emergency room: a prospective observational study. cerebrovasc dis 448–53

6. Blacker dJ (2009) there’s more to transient ischaemic attack than ABcd. intern med J 39:332–4

A. cambournac-Buan

département des urgences/samu-c15, hôpital saint-esprit, F-47923 Agen cedex 9, France

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Sensibilité de la tomodensitométrie effectuée dans les six premières heures d’une céphalée pour le diagnostic d’une hémorragie méningée : étude prospective de cohorte

Perry JJ, stiell ig, silvilotti mlA, et al (2011) sensitivity of compu- ted tomography performed within six hours of onset of headache for diagnosis of subarachnoid haemorrhage: prospective cohort study.

BmJ 343:d4277

Problématique : la céphalée aiguë est un motif banal de recours aux urgences. Parmi ces céphalées, un petit nombre peut révéler une hémorragie méningée (Hm), urgence diagnostique et thérapeutique. la démarche diagnostique habituelle repose sur la tomodensitométrie (tdm) et la ponction lombaire (Pl) en cas de négativité de l’imagerie.

Objectif : évaluation de la performance diagnostique de la tdm cérébrale sans contraste, réalisée avant la sixième heure depuis le début des symptômes, à l’aide d’appareil de tdm de dernière génération, afin d’exclure le diagnostic d’Hm en cas de négativité du tdm, sans recours à la Pl.

Type d’étude : étude prospective multicentrique, ouverte, menée dans 11 services d’urgences universitaires canadiens, de novembre 2000 à décembre 2009.

Critère d’inclusion : Patients de plus de 15 ans se présen- tant aux urgences pour une céphalée intense non traumati- que avec un examen neurologique normal pour lesquels une tdm est indiquée. les appareils de tdm multibarrettes, permettent de réaliser des coupes de 5 à 7,5 mm en anté- rieur et de 2,5 à 5 mm pour la fosse postérieure. la démar- che diagnostique (tdm ± Pl) est laissée à la discrétion du médecin. les patients pour lesquels le diagnostic d’Hm a été exclu, et sans autre diagnostic alternatif, sont suivis à six mois. la prévalence d’Hm a été estimée à 7 % des patients avec céphalée lors d’une étude antérieure, conduisant à prévoir un échantillon de 2 860 patients pour une sensibilité de 100 %. les résultats d’imagerie et d’analyse du lcr sont interprétés par des radiologues et biologistes entraînés et en aveugle du résultat final.

Résultats : trois mille cent trente-deux patients ont été inclus (sur 5 424 éligibles). Parmi eux, 240 (8 %) présentaient une Hm. neuf cent cinquante-trois patients (30 %) ont eu une tdm dans les six heures après le début des symptômes : parmi eux, 121 (4 %) présentaient une Hm.

Tableau 1. sensibilité de la tdm cérébrale pour l’hémorragie méningée chez les patients céphalalgiques en fonction du délai de présentation

Délais Nombre de patients

Sensibilité

% (IC 95 %) Spécificité

% (IC 95 %) VPN (IC 95 %) tous

patients 3 132 93 (89–95) 100 (99,9–100) 99 (99–100) moins de

6 heures 953 100 (97–100) 100 (99,5–100) 100 (99–100) Plus de

6 heures 2 179 86 (78–91) 100 (99,8–100) 99 (99–100) VPn : valeur prédictive négative.

chez les patients avec céphalée aiguë intense ayant un examen tdm normal fait avant la sixième heure, le diagnostic d’Hm peut être exclu sans recourir à la Pl.

Commentaires : il s’agit de la première étude prospective de cette importance mettant en évidence l’intérêt de la tdm pour l’exclusion de l’Hm dans le cas des patients céphalalgi- ques pris en charge avant la sixième heure. le choix du délai de six heures repose sur quelques études antérieures et sur des bases physiologiques. cependant, il ne s’agit pas d’une étude comparant un nouveau test à un test de référence, et ni d’une étude randomisée, puisque le protocole était ouvert et la procédure laissée à l’appréciation du médecin. le suivi à six mois a concerné 1 931 patients, mais seuls 1 506 ont eu un suivi complet : la consultation des registres d’hospitalisation et de décès n’a pas retrouvé les patients manquants.

il n’est pas évident à la lecture de l’article de déterminer si l’analyse a tenu compte de ces patients perdus de vue. les auteurs insistent sur la qualité de l’imagerie et sur la qualité de la lecture par un radiologiste qualifié et entraîné : ce qui peut poser problème dans un certain nombre de centres et à certaines heures. un article antérieur, apportant un complé- ment utile, par les mêmes auteurs, est paru en 2010 [1].

1. Perry JJ, stiell ig, silvilotti mlA, et al (2010) High risk clinical characteristics for subarachnoid haemorrhage in patients with acute headache: prospective cohort study. BmJ 341:c5204

m. el Khebir

centre hospitalier de Beauvais, samu 60, F-60021 Beauvais cedex, France

Vignette méthodologique : intervalle de confiance (confidence interval [CI])

la véritable valeur d’une variable dans la population générale n’est habituellement pas connue (par exemple : taux de mortalité d’une pathologie, nombre d’effets indésirables liés à un traitement, etc.). une estimation peut en être faite à partir d’un

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échantillon, issu de la population, et cette estimation sera plus ou moins précise selon la qualité et la taille de l’échantillon.

la précision statistique de l’estimation sera donnée par l’intervalle de confiance (ic). l’ic évalue donc une « variation due à l’échantillon », il fournit la fourchette de valeurs à l’intérieur de laquelle il est certain à 95 % de trouver la valeur étudiée pour la population considérée. l’ic donne une mesure de la précision des résultats d’une étude pour pouvoir les extrapoler à tous les patients du même type (en théorie la valeur exacte est contenue dans 95 % de la fourchette). l’ic peut être calculé pour différent type de variables [1,2]. si ic est calculé pour une différence (de deux moyennes ou de deux proportions : différence de risque), les différences sont significatives si l’intervalle ne contient pas 0. si ic est calculé pour un rapport (de proportion : risque relatif ; ou de cotes : odds ratio), les différences sont significatives si l’intervalle ne contient pas 1 :

pour la moyenne, l’ic se calcule à l’aide de l’erreur standard

●

à la moyenne (esm) (a). si l’ic ne contient pas 0, les diffé- rences sont dites significativement différentes (p < 0,05) ; pour le pourcentage, l’échantillon doit avoir une taille

●

suffisante pour permettre les calculs de l’ic selon la méthode usuelle : dans le cas contraire, il faut faire appel à une autre méthode, dérivée de la loi binomiale (b). si l’ic ne contient pas 0, les différences sont dites significativement différentes (p < 0,05) ;

pour l’odds ratio, le calcul de l’ic se fait par l’intermé-

●

diaire de l’ic de son logarithme et les différences sont statistiquement significatives (p < 0,05) si l’intervalle ne contient pas la valeur 1 (c).

un ic de la différence peut être calculé entre deux moyennes ou deux pourcentages : c’est ce que rapportent les essais cliniques comparant, au sein d’échantillons de la population, des thérapeutiques ou des tests diagnostiques. l’ic à 95 % est l’intervalle de valeur qui a 95 % de chance de contenir la vraie valeur du paramètre estimé (en d’autres termes sur 100 intervalles de confiance, 95 contiendront la moyenne théorique, et cinq ne la contiendront pas ; on est sûr à 95 % que la moyenne est dans l’intervalle calculé). le seuil de 95 % signifie qu’on admet un risque d’erreur de 5 % : on peut réduire ce risque (par exemple à 1 %), mais alors l’ic sera plus large, donc moins précis. le seuil de 95 % fait aujourd’hui l’objet d’un consensus. les limites de l’ic sont les bornes : la borne supérieure est la plus grande valeur non significativement différente de la valeur observée (et inversement pour la borne inférieure). Par exemple une réduction de mortalité de 20 % avec ic à 95 % : [–35 ;–5] signifie qu’au mieux la réduction de mortalité est de 35 % (borne inférieure), au pire de 5 % (borne supérieure), le plus petit effet du traitement testé : ces deux valeurs ne sont pas significativement différentes du résultat rapporté (20 %). la taille de l’ic est inversement proportionnelle à la taille de l’échantillon, plus ce dernier sera grand, plus l’ic sera étroit, donc précis. si l’ic contient la valeur caractéristique de l’effet nul (1 pour le

risque relatif, 0 pour une différence), on ne peut exclure le fait que la vraie valeur soit cet effet nul : le résultat de l’essai est alors non significatif. l’ic permet aussi de comparer entre eux des essais cliniques, la méthode graphique est très représentative (Fig. 1).

les ic des essais A, B et c se recoupent ; cependant, l’ic de A est plus étroit, donc plus précis, mais les bornes de l’ic de c sont plus décalées vers la gauche, donc plus favorables : cet essai est le plus intéressant pour la pratique clinique. Quant à l’ic de d, il comprend la valeur nulle d’absence d’effet : on ne peut donc rien conclure de cet essai. On reconnaît là le forest plot des méta-analyses.

depuis les publications de gardner et Altman [3,4], le calcul des ic est très fortement recommandé par les comités de lecture des revues médicales, et il est possible d’utiliser le logiciel de calcul fourni pas ces auteurs afin d’en faciliter sa détermination.

1. couchera m (2009) interprétation des essais cliniques pour la pratique médicale : intervalle de confiance, sur http://www.spc.

univlyon1.fr (mise à jour août 2009)

2. Ancelle t (2002) statistique, épidémiologie. éditions malouine, Paris 3. gardner mJ, Altman dg (1986) confidence intervals rather than

P-values: estimation rather than hypothesis testing. BmJ 292:746–50 4. Altman dg, machin d, Bryant tn, et al (2000) statistics with

confidence: confidence intervals and statistical guidelines. British medicale Journal publications, london, 240 p.

cet ouvrage est fourni avec un logiciel permettant le calcul de l’ic pour différents paramètres. a : calcul de l’ic (95 %) d’une moyenne « m » pour un échantillon de taille « n » : ic = m ± 1,96 × esm (où esm = et/n, et : écart-type) ; b : calcul de l’ic (95 %) d’un pourcentage « p » pour un échantillon de taille « n » (cas usuel avec échantillon large) : ic = p ± 1,96 × Sp (où Sp = √p (1 – p)/√n) ; c : calcul de l’ic (95 %) d’un odds ratio (Or) : ic(logOr)_α = log Or_obs ± z_α/2 × ety(logOr_obs).

m. el Khebir

centre hospitalier de Beauvais, samu 60, F-60021 Beauvais cedex, France

Fig. 1. graphique représentant les risques relatifs des quatre essais entourés de leur intervalle de confiance (ic) à 95 %