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Au cours de ces 15-20 dernières années, la démarche diagnostique de l’embolie pulmonaire (EP) a subi d’importantes modifications (le terme de mutation pourrait à juste titre être considéré). Dans un passé point si lointain, face à une suspicion du diagnostic d’EP, une séquence était amorcée, qui commençait en général par une scintigraphie pulmonaire ventilation-perfusion. Un test normal infirmait le diagnostic d’EP, un test de haute probabilité le confirmait, un résultat indéterminé conditionnait des investigations plus poussées, jusqu’à l’angiographie, l’étalon-or. La probabilité clinique de l’affection en cause, l’EP, n’intervenait pas.
La pratique de l’analyse décisionnelle, une discipline que l’on croyait réservée aux seuls esprits férus de mathématiques et de statistiques fumeuses, enfermés dans des cabinets obscurs et détachés des contingences de la vie hospitalière, modifia cette façon de penser. Elle valorisa l’évaluation de la probabilité clinique d’une maladie, démontrant qu’une basse probabilité pouvait à elle seule affaiblir, voire annuler la portée d’un test positif et que la négativité d’un test diagnostique ne pouvait plus permettre l’exclusion de la maladie si elle avait une haute probabilité clinique. Le rôle majeur de la prévalence de la maladie fut aussi mis en évidence et des expressions telles que valeur prédictive négative (VPN) et valeur prédictive positive (VPP) rendues familières. Conséquence logique de ce changement de paradigme, les cliniciens se sont mis à impliquer la probabilité clinique de la maladie dans leurs schémas d’investigation.
Encore fallait-il que l’estimation de cette probabilité clinique reposât sur d’autres bases que le seul jugement du clinicien, l’expérience ayant montré la vulnérabilité des décisions des médecins à de multiples biais et à des phénomènes de représentation.1,2 La mise en œuvre simultanée des principes de l’analyse décisionnelle et de la médecine basée sur des preuves ou factuelle (evidence based-medicine) a favorisé l’émergence et l’utilisation des scores cliniques, diagnostiques en l’occurrence. Ces derniers sont explicites, basés le plus souvent sur des données solides et doivent répondre à des exigences de qualité.
Il y a cinq scores diagnostiques majeurs pour l’EP, qui, chronologiquement, se déclinent ainsi : le score de Wells en 2000,3 le score de Genève en 2001,4 le score de Miniati en 2003,5 le score de Genève révisé en 2006,6 et un deuxième score de Pise en 2008.7 Il existe deux scores additionnels : ceux de Wells simplifié et de Genève révisé simplifié.8,9 Pour ces derniers, la simplification a consisté en l’attribution systématique d’un point pour chacun des éléments du score. Ils ne représentent donc pas de réelle nouveauté, mais sont peut-être d’un emploi plus pratique, quoique cet argument soit de peu de poids au regard de la large mise à disposition de ces outils sur les ordinateurs et autres tablettes ou «smartphones».
Le tableau 1 donne un aperçu des composantes de ces cinq scores majeurs. De son examen apparaissent d’emblée deux faits principaux :
Les scores de Miniati ou de l’école de Pise renferment un nombre de variables beaucoup plus élevé que les trois autres en raison d’un recours important à des éléments de l’histoire du patient et aux symptômes ainsi qu’aux examens paracliniques (radiologie et/ou ECG). Le score de Genève repose également sur les résultats de la gazométrie sanguine, et c’est cette dépendance vis-à-vis du laboratoire qui a conditionné la version révisée du score de Genève.
Le score de Wells est le seul qui comprenne une forme de jugement clinique où le médecin doit se prononcer sur la probabilité d’un diagnostic alternatif. Cet item reçoit par ailleurs une pondération particulièrement élevée.
Les modalités présidant à l’élaboration de ces scores sont résumées dans le tableau 2.
Il s’agit presque toujours d’études de cohorte prospectives, avec un nombre respectable de sujets, mais qui, pour la plupart, n’ont pas eu de validation externe lors de leur publication princeps.
Les scores de Miniati 1 et 2 se distinguent des autres par un recours à des patients majoritairement hospitalisés et par une prévalence d’EP de l’ordre de 40%, soit presque deux fois plus que pour les scores de Wells et de Genève. Ces facteurs rendent les scores de Miniati difficilement comparables aux trois autres et impropres à une utilisation en salle d’urgence. Par ailleurs, leur pouvoir de discrimination, quasi stratosphérique, n’est pas confirmé par des validations externes dans un autre site hospitalier.
Ce sont donc les scores de Wells et de Genève révisé qu’il convient de commenter encore. Leurs atouts : des éléments de score faciles à obtenir à partir de l’histoire du malade, de ses symptômes et de l’examen clinique ; un pouvoir de discrimination compris généralement entre 0,7 et 0,8 ; de multiples études de validation. Le tableau 3, qui donne un aperçu des composantes de ces deux scores, illustre fort bien la prédominance de leurs similarités, mais non leur totale identité : l’utilisation d’un jugement clinique, à savoir l’existence ou non d’un diagnostic alternatif moins probable, est une particularité propre au score de Wells.
Le score de Wells est-il supérieur au score de Genève ? Un certain nombre d’études comparatives le suggèrent, qui concluent à un pouvoir de discrimination légèrement plus élevé, d’autres ne peuvent le confirmer.10 Le score de Genève révisé a l’avantage de reposer complètement sur des données objectivables ; il est donc moins «opérateur-dépendant». Cette particularité du score de Wells de l’utilisation du jugement clinique le rend plus subjectif, mais, en même temps, représente un élément de gestalt diagnosisa qui, pour d’aucuns, le rapprocherait de la réalité clinique. Certaines études ont en effet rapporté de meilleures performances de la gestalt diagnosis de l’EP par rapport aux scores de Wells et de Genève révisé.11 Compte tenu de la popularité des scores diagnostiques de l’EP, je ne suis pas sûr que les médecins impliqués dans cet essai comparatif n’aient pas été influencés par le contenu des scores. Toutefois, même les tenants les plus résolus de l’approche structurée des diagnostics ont admis le fait que l’impression clinique puisse modifier l’évaluation de la probabilité clinique.
La répartition des résultats des scores en trois classes de probabilité : basse, intermédiaire et élevée, est souvent remplacée par une simple dichotomie : improbable versus probable. Pour le score de Wells, le seuil de l’improbable a été fixé à 4 et pour le score de Genève révisé à 5. Cette présentation n’est pas tout à fait anodine : en effet, il est apparu pertinent de pouvoir, le plus tôt possible, exclure la probabilité d’EP pour éviter des examens inutiles, onéreux de surcroît. La combinaison d’une EP improbable avec une mesure normale des D-dimères (DD) a en effet été validée pour exclure l’EP et renoncer à des investigations supplémentaires. C’est le sujet du sous-chapitre à venir.
Cette approche a été lancée en 2002 par une étude initiale de Kline et coll.12 qui ont voulu déterminer, parmi les patients admis en urgence avec une suspicion d’EP, quels étaient ceux chez qui la probabilité de l’EP est suffisamment basse pour que la mesure ultérieure des DD puisse se faire avec la sécurité voulue. Le même auteur a poursuivi sa recherche d’une règle permettant, sans investigation additionnelle, dont les DD, d’identifier un groupe de patients avec un très faible risque d’EP, cela dans un collectif sélectionné sur la base d’une probabilité clinique basse (gestalt diagnosis !).13 Le tableau 4 donne la liste des huit items qui, s’ils sont tous négatifs, identifient ce groupe à très faible risque d’EP, cela avec une sensibilité proche de 100% et un taux de faux négatifs (FN) égal ou inférieur à 1%. Cette règle a reçu l’acronyme de PERC (Pulmonary Embolism Rule-out Criteria). La confirmation de ces résultats fut obtenue par une étude multicentrique portant sur 8136 sujets dans treize centres d’urgence.14 Il a cependant été reproché à cette règle de ne pas pouvoir s’appliquer à des groupes de sujets où la prévalence de l’EP était plus élevée que les 8% de l’étude de Kline.15
Notre côté de l’Atlantique n’a pas partagé cette méfiance ou crainte à l’égard du dosage des DD dont l’excellente sensibilité en faisait un outil performant pour exclure l’EP si leur valeur était inférieure à 500 ng/ml. Ils ont donc été très vite impliqués dans des schémas d’investigation. Mais il a fallu attendre 2008 pour que soient publiés deux articles où une valeur seuil de DD (<500 ng/ml) faisait partie intégrale des scores simplifiés de Wells et de Genève révisé.8,9
En voici la représentation sous la forme du tableau 5.
Le tableau 6, basé sur deux études différentes pour chacun des scores,9,16,17 résume les résultats de cette stratégie. Le score clinique identifie une majorité de patients (50-70%) avec une probabilité d’EP presque deux fois plus basse que la prévalence de l’EP dans ces groupes de sujets, mais qui reste comprise entre 11 et 17%. Le caractère normal des DD réduit le collectif de sujets où l’EP est pratiquement exclue à 20-30% de l’effectif initial, avec un risque de maladie veineuse thromboembolique (MVTE) à trois mois égal ou inférieur à 1%. Tout cela avec un pouvoir de discrimination sensiblement égal à celui qui est rapporté pour les scores diagnostiques de l’EP, soit 70 à 75%. Fait intéressant, l’utilisation du seul jugement clinique (gestalt diagnosis) donnait des résultats similaires.18
Le progrès ne s’est pas arrêté là. Il a en effet été observé que les valeurs dites normales des DD variaient en fonction de l’âge des sujets et pouvaient dépasser le seuil des 500 ng/ml, et cela principalement après 50 ans.19,20
Righini et coll.21 ont appliqué ces données pour élaborer une nouvelle combinaison où le score de Wells original et le score de Genève révisé simplifié (il ne s’agit donc pas de la forme simplifiée pour les deux scores !) sont associés à un seuil variable de normalité des DD selon l’équation suivante : 500 +(âge en années – 50 ans)*10
Pour un patient de 75 ans, cela signifie que le seuil des DD normaux s’élève à 750 ng/ml au lieu des 500 fatidiques. Il en résulte, pour les sujets de plus de 75 ans, une augmentation substantielle du nombre de patients chez qui l’EP a pu être exclue sur la seule base du score et des DD ajustés à l’âge : de 6,5 à 29,7%, sans augmentation des faux négatifs ! Ces données confirment celles dans d’autres études, revues par Schouten et coll.22
Dernière question : l’utilisation des scores améliore-t-elle la prise en charge des patients suspects d’EP ?
Il n’y a, à ce stade, que des réponses fragmentaires et parfois contradictoires à donner.11,23 Selon certaines études, le jugement clinique non structuré est tout aussi bon que les scores cliniques, mais il est dépendant de l’expérience des médecins ;24 d’autres auteurs ont démontré le caractère très relatif des évaluations non structurées des probabilités de la maladie puisque, dans certains cas, le total des pourcentages de probabilités réparties en trois classes s’élevait jusqu’à 290% !25
Roy et coll. ont comparé l’utilisation d’un programme décisionnel informatisé pour l’EP à l’aide d’un mini-ordinateur à un support papier dans vingt départements d’urgence en France. Les outils informatiques ont permis une meilleure prise en charge diagnostique.26 Drescher et coll.27 ont également trouvé une meilleure stratégie diagnostique avec l’emploi d’un outil informatique pour le score de Wells. Mais ils se sont heurtés à une mauvaise acceptabilité de la part des médecins, ce qui prouve, une fois de plus, que le corps médical ne se singularise pas, par rapport à d’autres, dans sa résistance au changement.
Il reste encore à démontrer que le devenir des patients est amélioré, la preuve suprême de la supériorité des scores.
Le cheminement fut long, mais il est maintenant possible de dire que, pour le diagnostic de l’EP, les scores cliniques sont devenus des outils familiers. Dans les services que j’aimerais qualifier d’éclairés (un brin de provocation ?), face à une suspicion d’EP, l’évaluation de la probabilité clinique se fait maintenant systématiquement, que ce soit par les scores de Wells et/ou de Genève révisé, simplifiés ou non, ou encore par un jugement clinique seul (gestalt), à condition qu’il soit fait avant l’obtention de données paracliniques. Dans une institution qui forme des médecins, les scores, de par leur caractère explicite, me semblent le mieux se prêter à ce processus. La combinaison de scores de basse probabilité avec des DD normaux et avec un aménagement du seuil de ces derniers selon l’âge, permet d’identifier un pourcentage plus important de patients chez qui la maladie peut être exclue.
Tous ces scores sont présents sur le site www.revmed.ch/scoredoc, munis d’une fiche analytique. Les scores de Wells et de Genève révisé sont également disponibles pour l’iPhone sous le nom de Medscore (chercher depuis l’AppStore).