Evaluation de la probabilité clinique pré-test de l'embolie pulmonaire dans les services d'urgences: comparaison de la probabilité clinique implicite guidée, du score de Genève révisé et de la probabilité clinique implicite.

Membres du jury

Monsieur le Professeur ROY Pierre-Marie | Président Madame le Docteur SOULIE-CHAVIGNON Caroline | Directrice

Madame le Professeur PENALOZA Andrea | Membre Monsieur le Professeur CONNAN Laurent | Membre Madame le Docteur FRIOU Emilie | Membre

2018-2019

THÈSE

pour le

DIPLÔME D’ÉTAT DE DOCTEUR EN MÉDECINE GÉNÉRALE

Evaluation de la probabilité clinique pré-test de l’embolie pulmonaire dans les services d’urgences :

Comparaison de la probabilité clinique implicite guidée, du score de Genève révisé et de la probabilité clinique implicite.

Pre-test clinical probability assessment of pulmonary embolism in emergency departments:

Comparison of the guided implicit clinical probability, the revised Geneva score and the implicit clinical probability.

CAILLAUD Adeline

Née le 07 mars 1992 à CHATELLERAULT (86)

Sous la direction de Mme le Docteur SOULIE-CHAVIGNON Caroline

ENGAGEMENT DE NON PLAGIAT

Je, soussignée Adeline CAILLAUD

déclare être pleinement conscient(e) que le plagiat de documents ou d’une partie d’un document publiée sur toutes formes de support, y compris l’internet, constitue une violation des droits d’auteur ainsi qu’une fraude caractérisée.

En conséquence, je m’engage à citer toutes les sources que j’ai utilisées pour écrire ce rapport ou mémoire.

signé par l'étudiant(e) le 25/06/2019

LISTE DES ENSEIGNANTS DE L’UFR SANTÉ D’ANGERS

Directeur de l'UFR : Pr Nicolas Lerolle

Directeur adjoint de l'UFR et directeur du département de pharmacie : Pr Frédéric Lagarce Directeur du département de médecine :

PROFESSEURS DES UNIVERSITÉS

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ASFAR Pierre Réanimation Médecine

AUBE Christophe Radiologie et imagerie médicale Médecine

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BIGOT Pierre Urologie Médecine

BONNEAU Dominique Génétique Médecine

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BOUVARD Béatrice Rhumatologie Médecine

BOURSIER Jérôme Gastroentérologie ; hépatologie Médecine

BRIET Marie Pharmacologie Médecine

CAILLIEZ Eric Médecine générale Médecine

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DESCAMPS Philippe Gynécologie-obstétrique Médecine

DINOMAIS Mickaël Médecine physique et de réadaptation Médecine

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DUCANCELLE Alexandra Bactériologie-virologie ; hygiène hospitalière Médecine

DUVAL Olivier Chimie thérapeutique Pharmacie

DUVERGER Philippe Pédopsychiatrie Médecine

EVEILLARD Mathieu Bactériologie-virologie Pharmacie

FANELLO Serge Épidémiologie ; économie de la santé et prévention

Médecine

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GAGNADOUX Frédéric Pneumologie Médecine

JEANNIN Pascale Immunologie Médecine KEMPF Marie Bactériologie-virologie ; hygiène hospitalière Médecine

LACCOURREYE Laurent Oto-rhino-laryngologie Médecine

LAGARCE Frédéric Biopharmacie Pharmacie

LARCHER Gérald Biochimie et biologie moléculaires Pharmacie

LASOCKI Sigismond Anesthésiologie-réanimation Médecine

LEGRAND Erick Rhumatologie Médecine

LERMITE Emilie Chirurgie générale Médecine

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LUNEL-FABIANI Françoise Bactériologie-virologie ; hygiène hospitalière Médecine

MARCHAIS Véronique Bactériologie-virologie Pharmacie

MARTIN Ludovic Dermato-vénéréologie Médecine

MENEI Philippe Neurochirurgie Médecine

MERCAT Alain Réanimation Médecine

MERCIER Philippe Anatomie Médecine

PAPON Nicolas Parasitologie mycologie Pharmacie

PASSIRANI Catherine Chimie générale Pharmacie

PELLIER Isabelle Pédiatrie Médecine

PICQUET Jean Chirurgie vasculaire ; médecine vasculaire Médecine

PODEVIN Guillaume Chirurgie infantile Médecine

PROCACCIO Vincent Génétique Médecine

PRUNIER Fabrice Cardiologie Médecine

REYNIER Pascal Biochimie et biologie moléculaire Médecine RICHARD Isabelle Médecine physique et de réadaptation Médecine

RICHOMME Pascal Pharmacognosie Pharmacie

RODIEN Patrice Endocrinologie, diabète et maladies métaboliques

Médecine ROHMER Vincent Endocrinologie, diabète et maladies

métaboliques

Médecine

ROQUELAURE Yves Médecine et santé au travail Médecine

ROUGE-MAILLART Clotilde Médecine légale et droit de la santé Médecine ROUSSEAU Audrey Anatomie et cytologie pathologiques Médecine ROUSSEAU Pascal Chirurgie plastique, reconstructrice et

esthétique

Médecine ROUSSELET Marie-Christine Anatomie et cytologie pathologiques Médecine

ROY Pierre-Marie Thérapeutique Médecine

SAINT-ANDRE Jean-Paul Anatomie et cytologie pathologiques Médecine SAULNIER Patrick Biophysique pharmaceutique et

biostatistique

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SERAPHIN Denis Chimie organique Pharmacie

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VAN BOGAERT Patrick Pédiatrie Médecine

VENIER Marie-Claire Pharmacotechnie Pharmacie

VERNY Christophe Neurologie Médecine

WILLOTEAUX Serge Radiologie et imagerie médicale Médecine

MAÎTRES DE CONFÉRENCES

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BAGLIN Isabelle Pharmaco-chimie Pharmacie

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CHEVALIER Sylvie Biologie cellulaire Médecine

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COLIN Estelle Génétique Médecine

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LETOURNEL Franck Biologie cellulaire Médecine

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LEROUX Gaël Toxico Pharmacie

BRIOT Thomas Pharmacie Galénique Pharmacie

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CONTRACTUEL

VIAULT Guillaume Chimie Pharmacie

R E M E R C I E M E N T S

Vous me faites l’honneur de présider ce jury et de juger mon travail. Merci pour vos enseignements et vos précieux conseils. Soyez assuré de mon profond respect.

A Madame le Docteur Caroline SOULIE-CHAVIGNON,

Je vous remercie de votre bienveillance, de votre soutien et de vos encouragements.

Je suis très heureuse d’avoir réalisé ce travail avec vous. Veuillez recevoir l’expression de ma profonde gratitude.

A Madame le Professeur Andrea PENALOZA,

Je suis très reconnaissante et honorée que vous participiez à ce jury. Veuillez trouver ici l’expression de ma grande considération et de tout mon respect.

A Madame le Docteur Emilie FRIOU,

Je suis très heureuse que vous ayez accepté de participer à ce jury de thèse. Je vous remercie très sincèrement de votre aide et de disponibilité.

A Monsieur le Professeur Laurent CONNAN,

Je vous remercie d’avoir accepté de participer à ce jury de thèse et de juger mon travail en tant que représentant du Département de Médecine Générale. Veuillez trouver ici l’expression de ma gratitude et de mon profond respect.

A Monsieur le Docteur Jérémie RIOU,

Je vous remercie pour votre coup de pouce statistique. Votre aide et votre disponibilité ont été précieuses. Veuillez trouver ici l’expression de ma sincère reconnaissance et de toute ma considération.

R E M E R C I E M E N T S

A mes parents, Dominique et Dominique, vous avez toujours été là pour moi.

Votre amour et votre abnégation m’ont permis de réaliser mes rêves. Je ne vous remercierai jamais assez pour tout cela.

A mon petit frère, Baptiste, ta présence et ton soutien sont précieux. Je te souhaite beaucoup de bonheur avec ta moitié.

A mes grands-parents pour tous vos encouragements.

A ma belle-famille, merci de m’avoir accueillie chaleureusement et soutenue tout au long de ces années.

A Charlotte, mon amie de toujours. Bien que la distance nous sépare, notre complicité reste intacte.

A Jennifer et Orianne, mes co-internes de pédiatrie. Vous êtes des amies fabuleuses.

A Djélika et Pauline, je sais que je peux compter sur vous et c’est réciproque.

Djélika, ta soutenance de thèse approche également. A nous le mémoire !

A Fabienne, merci pour ton soutien, tes petits gâteaux et ton humour au quotidien.

Ton amitié m’est précieuse.

A Aziz, merci d’avoir toujours été présent malgré les frontières.

A Fabien, pour ta « miette » attitude.

A mes amis et collègues Camille et Camille, Julien, Yasmine, Marie, Thomas, Raphaëlle, Blandine, Sébastien.

A mes anciens co-internes du Mans, Charly, Anne, Yoann, François et Timothée. Notre semestre a été magique. Nos déguisements les plus loufoques ne seront jamais égalés !

Aux équipes du service d’Urgences Adultes et du SAMU du CHU d’Angers.

Je vous remercie pour votre accueil chaleureux. Vous me faites progresser chaque jour.

A toutes les personnes que j’ai croisées pendant ces 10 ans d’études et qui m’ont fait grandir.

Liste des abréviations

PCI Probabilité clinique implicite

PCG Probabilité clinique implicite guidée par le score de Genève révisé SGR Score de Genève révisé

EP Embolie pulmonaire

TVP Thrombose veineuse profonde

MTEV Maladie thrombo-embolique veineuse ROC Receiver operating characteristic AUC Aire sous la courbe de ROC IC Intervalle de confiance

PLAN

LISTE DES ABREVIATIONS

RESUME

INTRODUCTION MÉTHODES

Schéma de l'étude Population étudiée Analyse statistique Ethique

RÉSULTATS

Résultat principal Résultats secondaires DISCUSSION

Méthodologie PCG

SGR

Accord entre les méthodes Expérience

Variations de prévalence

Différences de prévalence entre les études européennes et nord américaines

PERC

Composante implicite CONCLUSION

BIBLIOGRAPHIE

TABLE DES MATIERES

ANNEXES

Evaluation de la probabilité clinique pré-test de l’embolie pulmonaire dans les services d’urgences : comparaison de la probabilité clinique implicite guidée, du score de Genève révisé et de la probabilité clinique implicite.

CAILLAUD Adeline

SOULIE-CHAVIGNON Caroline

ROY Pierre-Marie

PENALOZA Andrea

CONNAN Laurent

FRIOU Emilie

a Service des Urgences Adultes/SAMU 49, CHU Angers

b Service des Urgences, Cliniques Universitaires Saint Luc, Bruxelles

c Département de Médecine Générale, UFR Santé, Université d’Angers

Résumé

Introduction. L’évaluation de la probabilité clinique est une étape clé dans la stratégie diagnostique de l’embolie pulmonaire (EP). Elle peut se faire à l’aide de scores établis ou de manière implicite. La probabilité clinique implicite (PCI) a été validée dans plusieurs études mais reste toujours critiquée. Nous évaluons la performance de la probabilité clinique implicite guidée par le score de Genève révisé (PCG).

Méthodes. Nous avons réalisé une analyse rétrospective d’une cohorte observationnelle prospective multicentrique de patients suspects d’EP dans les services d’urgences. Nous avons comparé la performance de la PCG, de la PCI et du score de Genève révisé (SGR) pour l’évaluation de la probabilité clinique pré-test d’embolie pulmonaire. Pour cela, nous avons comparé leur aire sous la courbe de ROC. L’accord entre les trois méthodes a ensuite été déterminé par le test Kappa de Cohen.

Résultats. 1723 patients ont été inclus. Il n’y avait pas de différence significative entre les AUC des trois méthodes. L’AUC était de 0.768 (IC 95% : 0.732-0.803) pour la PCG, de 0.76 (IC 95% : 0.724-0.796) pour la PCI et de 0.74 (IC 95% : 0.705-0.775) pour le SGR.

L’accord Kappa de Cohen entre la PCG et le SGR était de 0.58 (IC 95% : 0.55-0.62). Entre la PCI et le SGR, l’accord était de 0.33 (IC 95% : 0.30-0.37). Entre la PCI et la PCG, l’accord était de 0.60 (IC 95% : 0.57-0.64).

Conclusion. Dans cette étude, l’évaluation de la probabilité clinique pré-test d’embolie pulmonaire n’est pas différente selon que l’on utilise la PCG, la PCI ou le SGR. L’accord entre les trois méthodes semble refléter une homogénéisation des résultats.

INTRODUCTION

L’embolie pulmonaire est une pathologie difficile à diagnostiquer. Les signes fonctionnels et les signes cliniques sont très peu spécifiques (1). Or, l’embolie pulmonaire est associée à une morbidité et à une mortalité significative. Elle est la 3^ème pathologie cardio-vasculaire la plus fréquente avec une incidence annuelle de 100 à 200 cas pour 100 000 habitants (2).

De nombreux examens complémentaires à visée diagnostique sont disponibles (d-dimères, échographie cardiaque trans-thoracique, doppler veineux, angio-scanner thoracique et scintigraphie pulmonaire). Ainsi, une stratégie est nécessaire afin d’optimiser l’usage de ces examens complémentaires pour exclure ou confirmer le diagnostic d’embolie pulmonaire (2,3).

L’évaluation de la probabilité clinique est à la base de la stratégie diagnostique de l’embolie pulmonaire (2,4–6). De nombreux scores de prédiction clinique ont été validés pour évaluer la probabilité clinique pré-test d’embolie pulmonaire. Les principaux sont le score de Genève révisé ainsi que le score de Wells (7–11). Le score de Genève révisé est composé de neuf items cliniques et anamnestiques objectifs. Le score de Wells comprend six critères objectifs et un critère subjectif.

L’évaluation de cette probabilité clinique pré-test peut également se faire de manière implicite par le médecin à partir de son jugement clinique global (antécédents, signes fonctionnels, anamnèse et examen physique). La probabilité clinique implicite (PCI) est également appelée Gestalt. Elle reste critiquée car elle n’est pas standardisée. Cependant, son intérêt a été confirmé dans plusieurs études (4,11–15). Sa performance semble

La reproductibilité de la PCI a été évaluée dans l’étude de Rafaud et al. « Reproductibilité de la probabilité clinique implicite dans la suspicion d’embolie pulmonaire aux urgences »(16).

L’étude comparait l’accord entre les cliniciens dans l’estimation de la probabilité clinique pré- test d’embolie pulmonaire. La probabilité clinique pré-test était évaluée d’abord par la PCI puis par le score de Genève révisé. Les cliniciens réévaluaient ensuite leur probabilité clinique implicite selon le résultat du score de Genève révisé. Chaque patient était évalué indépendamment par un second clinicien. Les résultats montraient un accord kappa de Cohen modéré à 0.43 (IC 95% : 0.31-0.55) pour la PCI. La probabilité clinique implicite guidée par le score de Genève révisé présentait un accord Kappa à 0.50 (IC 95% : 0.38- 0.62). Malgré le manque de puissance de cette étude, la PCI guidée (PCG) semble prometteuse.

Par conséquent, nous nous sommes donc intéressés à comparer la performance de la PCG à celle du score de Genève révisé et de la PCI dans l’évaluation de la probabilité pré-test d’embolie pulmonaire dans les services d’urgences.

MÉTHODES

Schéma de l’étude

Cette étude est réalisée à partir des données de l’étude PERCEPIC (17). Il s’agissait d’une cohorte prospective observationnelle multicentrique (12 centres dont 9 en France et 3 en Belgique). Son objectif était d’évaluer la valeur prédictive négative de l’association du PERC négatif avec une probabilité clinique implicite faible afin d’exclure le diagnostic d’EP.

Selon le protocole établi, les médecins remplissaient un questionnaire normalisé de rapport de cas permettant de recueillir la probabilité clinique d’embolie pulmonaire avant toute investigation. Ce questionnaire comprenait trois étapes horodatées (annexe 1). La première était une estimation de la PCI. La seconde, recherchait les facteurs de risque et les critères du PERC ainsi que ceux du SGR. Enfin, une nouvelle estimation de la PCI était réalisée en tenant compte du résultat du SGR. Cette dernière étape correspondait à la PCG. La PCI et la PCG étaient estimées de manière numérique sur une échelle de 0 à 100 et classées en trois catégories de probabilité (faible, modérée ou élevée).

Lors de la prise en charge aux urgences, l’embolie pulmonaire était suspectée et la démarche diagnostique suivait les recommandations actuelles. En l’absence d’embolie pulmonaire diagnostiquée à l’issue de la prise en charge initiale, un contact téléphonique était réalisé à trois mois avec le patient, ses proches ou le médecin généraliste afin de rechercher un éventuel événement thrombo-embolique.

A partir de ces données, nous avons réalisé une analyse rétrospective. Nous avons utilisé les

Notre objectif principal était de comparer la performance de la PCG, du SGR et de la PCI pour évaluer la probabilité clinique pré-test d’EP.

Notre objectif secondaire était d’évaluer l’accord de ces trois méthodes d’évaluation clinique pré-test dans la catégorisation du risque d’EP.

Population

Les critères d’inclusion étaient des patients consécutifs admis dans les services d’urgences, de plus de 18 ans et présentant les caractéristiques suivantes : suspicion d’embolie pulmonaire quelle qu’en soit la raison, dyspnée et/ou douleur thoracique sans explication formelle après un examen clinique et des examens complémentaires de première ligne (ECG, radiographie thoracique, …).

Les critères d’exclusion étaient un âge inférieur à 18 ans, une hospitalisation de plus de 48 heures au moment de l’accueil, un traitement anticoagulant curatif en cours depuis plus de 48 heures, un diagnostic de maladie thrombo-embolique veineuse documenté avant l’admission aux urgences et un refus ou une impossibilité de suivi à 3 mois.

Les patients dont les données de PCI, PCG ou SGR étaient manquantes ont été exclus.

Analyses statistiques

Les analyses statistiques ont été réalisées à l’aide du logiciel R. Le calcul des aires sous la courbe de ROC a été effectué selon la méthode de Delong (18). La comparaison des aires sous la courbe de ROC a été effectuée par la méthode de Bonferroni (19). La significativité était exprimée par un p<0.05.

L’accord entre les trois méthodes a été déterminé par le test Kappa de Cohen. Selon Landis et Koch, un accord sera défini comme satisfaisant s’il est strictement supérieur à 0,60 (tableau 1) (20).

Tableau 1. Niveaux d’accord selon le test Kappa de Cohen

Ethique

Les comités d’éthique du Centre Hospitalier Universitaire d’Angers pour les centres français et les Cliniques Universitaires Saint-Luc pour les centres belges ont approuvé l’étude prospective PERCEPIC (17). Le consentement oral des patients a été obtenu en vue d’effectuer le suivi. En Belgique, un consentement écrit était nécessaire.

RÉSULTATS

Résultat principal

La population de PERCEPIC était composée de 1757 patients. Les données de PCI et/ou de PCG étaient manquantes pour 34 d’entre eux (17 PCI et 26 PCG). Les caractéristiques de la population étudiée sont résumées dans le tableau 2.

Nombre total de patients (n = 1723) Age (médiane ; écart-types)

Dont > 65 ans

53 (33-74) 535 (31%)

Sexe : Homme / Femme 719 (42%) / 1004 (58%)

Antécédent de MTEV : personnel /Familial 199 (12%) / 163 (9%) Comorbidités :

- Insuffisance cardiaque - Insuffisance respiratoire - Insuffisance rénale - Cancer

94 (5%) 48 (3%) 50 (3%) 135 (8%)

Traitement par œstrogènes 196 (11%)

Tabagisme actif ou sevré <90 jours Obésité

197 (11%) 94 (5%)

Grossesse en cours / <4 semaine post-partum 16 (0.9%) /10 (0.6%) Voyage récent

Immobilisation au lit > 2 jours chirurgie < 4 semaines

fracture ou immobilisation orthopédique

109 (6%) 170 (10%) 112 (6%) 38 (2%) Symptômes et signes cliniques :

- Douleur thoracique - Dyspnée

- Malaise - Hémoptysie

- Douleur unilatérale de membre inférieur - Besoin d’une oxygénothérapie

- Fréquence cardiaque ≥ 95 /min

- Fréquence cardiaque entre 75 et 95/min

1138 (66%) 969 (56%) 327 (19%) 51 (3%) 181 (10%) 166 (10%) 538 (31%) 689 (40%) Au moins un diagnostic plus probable que l’EP 1228 (71%)

Tableau 2. Caractéristiques de la population étudiée

L’âge médian est de 53 ans avec 31% des patients âgés de plus de 65 ans. Les femmes représentent 58% de l’échantillon. Les comorbidités néoplasiques, cardiaques, respiratoires et rénales sont respectivement à 8%, 6%, 3% et 3%. 12% de la population étudiée présentait des antécédents personnels de maladie thrombo-embolique veineuse. Un tabagisme actif ou sevré depuis moins de 90 jours était retrouvé chez 28% des patients.

Parmi les 1723 patients, 193 ont présenté une embolie pulmonaire, soit une prévalence de 11,2% (IC 95% : 9.8-12.8).

Le tableau 3 présente la répartition des patients en probabilité faible, modérée et élevée selon la méthode utilisée.

Tableau 3. Probabilité et nombre d’EP selon la PCI, le SGR et la PCG.

pulmonaires avec le SGR est de 14% en faible probabilité, 70.5% en probabilité intermédiaire et 15.5% en probabilité élevée. Avec la PCG, 19.2% des EP sont classées en faible probabilité, 55.9% en probabilité intermédiaire et 24.9% en probabilité élevée.

La performance des trois méthodes dans l’évaluation de la probabilité clinique pré-test d’embolie pulmonaire a été déterminée par le calcul des aires sous les courbes de ROC (figure 1). L’AUC du score de Genève est de 0.74 (IC 95% : 0.705-0.775), celle de la PCG est de 0.768 (IC 95% : 0.732-0.803) et celle de la PCI est de 0.76 (IC 95% : 0.724-0.796).

Il n’y avait pas de différence significative entre SGR et PCI (p=0.30), entre SGR et PCI (p=0.92), ni entre PCI et PCG (p=1).

Figure 1. Comparaison des AUC du SGR, de la PCI et de la PCG dans l’évaluation de la probabilité clinique pré-test d’embolie pulmonaire.

Résultats secondaires

Les tableaux 4, 5 et 6 illustrent les tests Kappa de Cohen réalisés.

L’accord entre la PCI et le SGR est faible avec un kappa à 0.33 (IC 95% : 0.30-0.37).

L’accord entre le SGR et la PCG est modéré avec un kappa à 0.58 (IC 95% :0.55-0.62).

Enfin, l’accord entre la PCI et la PCG est également modéré avec un kappa à 0.60 (IC 95% : 0.57-0.64).

Tableau 4. Kappa de Cohen : PCI-PCG

Tableau 6. Kappa de Cohen : PCG-SGR

Les tableaux 7, 8 et 9 montrent la répartition des diagnostics d’embolies pulmonaires en fonction de la catégorie de probabilité clinique utilisée et du niveau d’expérience du clinicien.

Sur les 965 EP suspectées par des internes, 101 ont été diagnostiquées. Sur les 332 EP suspectées par des assistants, 38 ont été diagnostiquées. Parmi les 426 EP suspectées par des médecins confirmés, 54 embolies pulmonaires ont été diagnostiquées. Ainsi, la prévalence d’embolie pulmonaire pour chaque niveau d’expérience est respectivement de 10.5% (IC 95% : 8.7-12.6), 11.4% (IC 95% : 8.5-15.3) et 12.7% (IC 95% : 9.8-16.2).

Tableau 7. Nombre d’EP selon la catégorie de PCI et le niveau d’expérience

Tableau 8. Nombre d’EP selon la catégorie du SGR et le niveau d’expérience

Tableau 9. Nombre d’EP selon la catégorie de PCG et le niveau d’expérience

DISCUSSION

Méthodologie

Notre étude était rétrospective à partir des données d’une cohorte prospective observationnelle. La méthodologie de PERCEPIC ne prévoyait pas cette analyse post-hoc.

Cependant, le protocole l’avait envisagée.

Pour évaluer la performance du jugement clinique implicite, ou d’un score, l’utilisation de l’AUC sous la courbe de ROC est une méthode de référence. Elle a été utilisée à de nombreuses reprises dans l’évaluation de la probabilité clinique pré-test d’embolie pulmonaire (10,21,22). Nous avons choisi de réaliser nos courbes de ROC avec des variables linéaires. En effet, l’utilisation de variables discrètes à trois niveaux (faible, modérée et élevée) aurait diminué la précision des résultats en réalisant d’abord des moyennes de sensibilité et de spécificité.

PCG

Malgré un nombre important de patients, les différences entre les AUC n’étaient pas significatives. PCI et PCG avaient une AUC similaire (0.76, IC 95% : 0.724-0.796 ; 0.768, IC 95% : (0.732-0.803) ; p=1). Le SGR avait une AUC plus faible (0.74, IC 95% : 0.705- 0.775). Dans l’étude de Penaloza et al., « Comparison of the unstructured clinician gestalt, the wells score, and the revised Geneva score to estimate pretest probability for suspected pulmonary embolism » (12), la différence entre les AUC était plus importante. L’AUC de la gestalt était de 0.81 (IC 95% : 0.78-0.84) versus 0.66 (IC 95% : 0.63-0.70) pour le SGR.

Dans de nombreuses études, les scores pondérés par la PCI avaient de meilleurs résultats.

Le travail de Chagnon et al. en 2002 (21) montrait que le SGR pondéré par la PCI permettait d’obtenir une meilleure appréciation de la probabilité clinique pré-test d’EP. En effet, l’AUC correspondante était de 0.82 (IC 95% : 0.76-0.87) contre 0.69 (IC 95% : 0.62-0.76) pour le score de Genève et 0.73 (IC 95% : 0.66-0.80) pour le score de Wells. Righini et al. (23) ont étudié l’effet de l’âge dans l’évaluation de la probabilité clinique pré-test d’embolie pulmonaire par les scores de prédiction en 2004. Ils concluent à la fiabilité de l’association du score de Genève pondéré par la probabilité clinique implicite quelle que soit la catégorie d’âge du patient (AUC 0.78) et encouragent cet exercice notamment chez les patients les plus âgés qui présentent le plus de comorbidités. Perrier et al. (13) ont évalué la stratégie diagnostique de l’embolie pulmonaire en 2004. La probabilité clinique était évaluée par un score de prédiction combiné au jugement implicite sur la base des résultats de Chagnon et al. (21). Ils concluent à un risque résiduel d’EP de 1% ainsi qu’à la précision de la méthode d’évaluation combinée.

Malgré l’absence de significativité de nos résultats, la PCI et la PCG se montrent légèrement plus précises que le SGR. Même si la PCI n’est pas standardisée, ni «standardisable», nous pensons que l’intégration de critères subjectifs améliore l’évaluation de la probabilité clinique d’EP tout comme le suggérait également le travail de Kabrhel et al.(24).

SGR

probabilité clinique intermédiaire que la PCI (669 versus 342 patients). De ce fait, la PCI catégorisait plus de patients en faible et en forte probabilité que le SGR.

Dans la catégorie faible probabilité, nos résultats ne montrent pas de différence entre les trois méthodes en ce qui concerne la prévalence d’embolie pulmonaire.

Dans la catégorie forte probabilité, on observe une différence de prévalence d’embolie pulmonaire entre le SGR et les deux autres méthodes d’évaluation (33.7% avec le SGR versus 42% avec la PCI et 42.5% avec la PCG). Cette différence de prévalence d’EP en cas de forte probabilité était également observée dans l’étude de Penaloza et al.(12). En effet, la prévalence d’EP était de 72.1% avec la PCI et de 68.7% avec le SGR en cas de probabilité élevée.

Dans notre étude, nous avons cherché à connaître la catégorie initialement attribuée aux patients pour qui une embolie pulmonaire a été diagnostiquée. Compte tenu du grand nombre de patients classés en probabilité intermédiaire par le SGR, nous observons que 70.5% des embolies pulmonaires ont été diagnostiquées chez des patients initialement classés en risque intermédiaire.

En somme, le SGR classe un plus grand nombre de patients en catégorie de risque intermédiaire que la PCI et la PCG. Ainsi, certains patients doivent d’abord réaliser un dosage de d-dimères alors qu’un angio-scanner aurait été indiqué d’emblée avec les deux autres méthodes. Il semblerait que les méthodes implicites soient donc plus performantes en termes de stratégie diagnostique.

Accord entre les méthodes

L’accord entre la PCI et la PCG est modéré (κ=0.60 ; IC 95% : 0.57-0.64). Ces méthodes se construisent sur l’appréciation globale de la situation clinique et ne se focalisent pas uniquement des critères objectifs. L’accord entre la PCI et le SGR est faible (κ=0.33 ; IC 95% :0.30-0.37). Ce résultat illustre la différence de fonctionnement entre une méthode complètement objective et une méthode subjective.

L’accord entre PCG et SGR est modéré (κ=0.58 ; IC 95% :0.55-0.62). Ainsi, la PCG semble intermédiaire à la PCI et au SGR. Elle permettrait donc d’homogénéiser la perception de la probabilité clinique implicite en lui associant une base de raisonnement objectif.

Expérience

En France comme en Belgique, nous avions des praticiens de différents niveaux d’expérience (internes, assistants et médecins expérimentés). L’enseignement de la PCI n’est pas standardisé et son utilisation n’est pas privilégiée par les jeunes cliniciens européens. Ainsi, nous supposons, tout comme dans l’étude PERCEPIC (17), que les médecins se sont principalement fiés au score de Genève révisé qu’ils connaissent bien.

Dans notre étude, il existe une différence de catégorisation selon l’expérience avec la PCI et la PCG. En effet, nous notons une différence significative dans l’appréciation de la probabilité clinique pré-test d’EP entre médecins expérimentés et jeunes praticiens pour les cas classés en faible et en forte probabilité. A l’inverse, il n’y a pas de variation dans la répartition des

Nous ne pouvons éliminer un biais de classification. Cependant, nos résultats suggèrent une amélioration de la performance de l’évaluation clinique pré-test d’embolie pulmonaire avec l’expérience et notamment en cas de forte probabilité. Toutefois, Runyon et al.(14) montrent que la PCI reste correcte indépendamment de la formation avec un accord inter-observateur kappa à 0.60.

Variations de prévalence

Notre prévalence globale n’était que de 11.2%. Cette prévalence est faible comparée aux études européennes précédentes qui retrouvent une prévalence d’embolie pulmonaire autour de 20% (7,10,12,13,23,25,26). Penaloza et al.(25) expliquaient dans « Assessment of pretest probability of pulmonary embolism in the emergency department by physicians in training using the Wells » que leur faible prévalence de 18% pouvait être expliquée par l’approche très précautionneuse des internes et des jeunes médecins ne souhaitant pas occulter un diagnostic d’EP. Cette pratique pourrait expliquer l’inclusion d’un nombre important de patients à faible risque d’embolie pulmonaire. Malgré tout, nos résultats de prévalence d’EP en fonction de la catégorie professionnelle suggèrent que l’expérience n’est pas à l’origine de cette faible prévalence.

Habituellement, la prévalence de l’EP est de 10% en cas de faible probabilité, 30% en cas de probabilité intermédiaire et 65% en cas de probabilité élevée (2). Dans notre étude, la prévalence d’embolie pulmonaire était beaucoup plus faible dans chaque catégorie. De même, nous avions plus de patients classés en faible probabilité et moins de patients classés en forte probabilité avec l’ensemble des méthodes de prédiction clinique.

L’étude PROPER (27) réalisée de façon contemporaine par Freund et al. a étudié 1916 patients et retrouvait une faible prévalence d’EP de 2.7% en cas de faible probabilité. Nous supposons que le caractère prospectif des études PROPER et PERCEPIC a induit une diminution du seuil de suspicion clinique d’embolie pulmonaire.

Différences de prévalence entre les études européennes et nord- américaines

Notre prévalence d’embolie pulmonaire semble se rapprocher de celle des études Nord- américaines. L’étude PIOPED réalisée aux Etats-Unis en 1990 retrouvait une prévalence d’embolie pulmonaire élevée à 33%. Depuis, la prévalence d’EP dans les études nord- américaines a significativement diminué. En effet, Runyon et al. publient en 2005 avec une prévalence d’EP de 5.8% (14), Dachs et al. avec une prévalence de 8.45% en 2010 (28), et Kline et al. avec une prévalence de 2.7% en 2013 (15).

La différence de prévalence d’embolie pulmonaire reste marquée entre l’Europe et les Etats- Unis. « European and American suspected and confirmed pulmonary embolism populations:

comparison and analysis » publié par Penaloza et al. (29) ont réuni trois études (2 françaises et 1 américaine) permettant d’analyser 3174 patients européens et 7940 patients américains. La prévalence européenne était de 26.5% contre 7.6% aux Etats-Unis. Cette différence était retrouvée au sein de chaque catégorie de probabilité. Les patients européens

semblent ainsi initier la stratégie diagnostique d’EP à un seuil de suspicion plus faible qu’en Europe. (30,31). Ce faible seuil de suspicion d’EP pourrait être en lien avec une sensibilisation plus importante et des protocoles plus standardisés qu’en Europe (29,32).

La différence de prévalence entre nos deux continents pourrait aussi être expliquée par l’âge de la population étudiée et le mode de recours aux soins des plus jeunes. En Europe, contrairement aux Etats-Unis, les populations les plus jeunes et avec peu ou pas de comorbidités ont la possibilité de consulter un médecin généraliste en première intention. Les patients consultant aux urgences ont alors une moyenne d’âge plus élevée dans les pays européens (32). L’étude PROPER, avec une moyenne d’âge de 44 ans s’approche des prévalences d’EP des études nord-américaines (27). Notre étude retrouvait quant à elle une médiane d’âge de 53 ans avec une prévalence d’EP supérieure à celle de PROPER.

L’hypothèse selon laquelle la prévalence est liée à l’âge ne se vérifie pas dans les études européennes à forte prévalence. Penaloza et al. à retrouvaient des moyennes d’âges de 64 ans (12) et de 56 ans (25,26). Douma et al. avaient une population avec une moyenne d’âge de 53 ans et Le Gal et al. ont réalisé leur étude avec une moyenne d’âge de 60 ans (7).

PERC

Face à la multiplication des examens complémentaires dans ce contexte de diminution du seuil de suspicion clinique, il semble nécessaire de réadapter la stratégie diagnostique, notamment pour les patients classés en faible risque d’embolie pulmonaire. C’est à cet effet que la règle PERC a été créée (33).

Compte tenu de la prévalence élevée d’EP dans les pays Européens, la règle de PERC n’était pas suffisante pour exclure le diagnostic d’EP de manière sécuritaire, contrairement aux

Etats-Unis. L’étude observationnelle PERCEPIC réalisée en 2017 a permis de sécuriser cette démarche en y associant la PCI. Parallèlement, l’étude PROPER publiée en 2018 a confirmé de manière interventionnelle cette approche. Le risque d’EP résiduel était respectivement de 1.2% et de 0.1%.

Composante implicite

Finalement, la composante implicite dans l’évaluation de la probabilité clinique pré-test d’embolie pulmonaire semble indispensable. Qu’elle soit utilisée avec le SGR ou avec PERC, il est nécessaire qu’elle soit enseignée. Naturellement, la capacité à évaluer correctement la probabilité clinique pré-test semble s’améliorer avec l’expérience du médecin (14,34,35).

L’item subjectif du score de Wells s’en approche et pourrait être un outil d’enseignement de la PCI (24,25).

D’autre part, dans l’étude « Pretest risk assessment in suspected acute pulmonary embolism » de Weiss (36), 72.5% des médecins interrogés préféraient une approche non structurée de l’évaluation de la probabilité clinique pré-test. En effet, c’est une méthode facilement accessible et simple d’utilisation. Les scores de prédiction nécessitent d’être parfaitement connus pour être utilisés correctement.

Pour finir, quelle que soit la méthode utilisée, il est nécessaire d’estimer et de tracer la

CONCLUSION

Notre étude ne permet pas de démontrer une performance significativement plus importante de la PCG face au SGR et à la PCI. Bien que la PCG soit plus facilement reproductible, il semblerait que la PCI soit à privilégier. Il est nécessaire que cette dernière soit enseignée et encouragée afin de rendre plus performante la stratégie diagnostique.

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14.

TABLE DES MATIERES

LISTE DES ABREVIATIONS ... VII

RESUME ... 2

INTRODUCTION ... 3

MÉTHODES ... 5

RÉSULTATS ... 8

DISCUSSION ET CONCLUSION ... 14

BIBLIOGRAPHIE ... 23

TABLE DES MATIERES ... 26 ANNEXES ... I

ANNEXES

CAILLAUD Adeline

Evaluation de la probabilité clinique pré-test de l’embolie pulmonaire dans les services d’urgences : comparaison de la probabilité clinique implicite guidée, du

score de Genève révisé et de la probabilité clinique implicite.

Pre-test clinical probability assessment of pulmonary embolism in emergency departments : Comparison of the guided implicit clinical probability, the

Revides Geneva score and the implicit clinical probability

R É S U M É

Pour cela, nous avons comparé leur aire sous la courbe de ROC. L’accord entre les trois méthodes a ensuite été déterminé par le test Kappa de Cohen. Résultats. 1723 patients ont été inclus. Il n’y avait pas de différence significative entre les AUC des trois méthodes. L’AUC était de 0.768 (IC 95% : 0.732-0.803) pour la PCG, de 0.76 (IC 95% : 0.724-0.796) pour la PCI et de 0.74 (IC 95% : 0.705-0.775) pour le SGR. L’accord Kappa de Cohen entre la PCG et le SGR était de 0.58 (IC 95% : 0.55-0.62). Entre la PCI et le SGR, l’accord était de 0.33 (IC 95% : 0.30- 0.37). Entre la PCI et la PCG, l’accord était de 0.60 (IC 95% : 0.57-0.64). Conclusion. Dans cette étude, l’évaluation de la probabilité clinique pré-test d’embolie pulmonaire n’est pas différente selon que l’on utilise la PCG, la PCI ou le SGR. L’accord entre les trois méthodes semble refléter une homogénéisation des résultats.

Mots-clés : Embolie pulmonaire, probabilité clinique implicite, score de Genève révisé, probabilité clinique implicite guidée par le score de Genève révisé.

A B S T R A C T

Methods. We performed a retrospective analysis of a multicenter prospective observational cohort of patients suspected of pulmonary embolism in emergency departments. We compared the accuracy of the implicit clinical probability guided by the revised Geneva score, the implicit clinical probability and the revised Geneva score (RGS) for the evaluation of the clinical probability of pre-test pulmonary embolism. For this we compared their area under the ROC curve. The agreement between the three methods was then determined by Cohen's Kappa test.

Results. 1723 patients were included. There was no significant difference between the AUCs of the three methods. The AUC was 0.768 (95% CI: 0.732-0.803) for PCG, 0.76 (95% CI: 0.724- 0.796) for PCI, and 0.74 (95% CI: 0.705-0.775) for RGS. Cohen's Kappa agreement between PCG and RGS was 0.58 (95% CI: 0.55-0.62). Between PCI and RGS, the agreement was 0.33 (95% CI: 0.30-0.37). Between PCI and PCG, the agreement was 0.60 (95% CI: 0.57-0.64).

Conclusion. In this study, the evaluation of the pre-test clinical probability of pulmonary embolism is not different according to whether PCG, PCI or RGS is used. The agreement between the three methods seems to reflect a homogenization of results.

Keywords: Pulmonary embolism, implicit clinical probability, revised Geneva score, implicit clinical probability guided by the revised Geneva score.