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La thrombose veineuse profonde (TVP) des membres inférieurs a précédé l’embolie pulmonaire (EP) de quelques années dans leurs relations respectives avec l’analyse décisionnelle et les scores cliniques. Il est intéressant de retracer l’historique de ce développement puisqu’il illustre l’évolution des concepts méthodologiques. En effet, en 1995, Wells et coll.1 publient un premier article sur la mise au point d’une ébauche de score où la probabilité de la TVP pouvait être estimée en fonction de la présence ou non de douze données diagnostiques tirées de la littérature médicale. Deux ans plus tard, Wells et coll.2 publient un nouvel article où l’analyse statistique par régression logistique multiple légitimait les neuf éléments du score clinique. L’échographie de compression était devenue l’examen de choix pour valider le diagnostic de TVP. Dans la présentation de ces scores, il manquait la mesure du pouvoir de discrimination (surface sous la courbe de la courbe ROC ou SSC ROC), omission qui fut réparée ultérieurement. Plus tard intervint, comme pour l’EP, l’utilisation d’un taux normal des D-dimères (DD) en association avec une probabilité clinique basse pour exclure le diagnostic de TVP.3
Si les différents scores de Wells règnent apparemment en maîtres dans le domaine des scores consacrés au diagnostic de la TVP des membres inférieurs, il en est paru récemment plusieurs autres, dont les six qui vont également être présentés et discutés dans cet article. Un dernier score, portant sur le diagnostic de la TVP du membre supérieur, fera également l’objet d’une analyse.
Avant d’entrer dans le vif du sujet, il convient d’aborder très brièvement le sujet des TVP distales, celles situées en dessous du creux poplité. Wells et coll. n’en tiennent pas compte,2 ainsi que les auteurs du score Primary care,4 alors que tous les autres investigateurs les ont incluses dans leurs études. Ce n’est pas un détail anodin puisqu’elles peuvent représenter jusqu’à 60% des TVP diagnostiquées, ce qui a nécessairement un effet sur la prévalence des TVP dans les collectifs investigués et, peut-être, sur les performances du score, ainsi que la contribution d’Engelberger le suggère.5 Il est vrai que le rôle pathogénique des TVP distales reste incertain. Deux revues récentes de la littérature laissent entendre que seulement 10% de ces dernières sont associés à une extension ultérieure au niveau proximal et à un potentiel emboligène. D’autre part, le risque de survenue ultérieure de maladie veineuse thromboembolique (MVTE) dans le cadre d’études cliniques (outcome studies) où seul le diagnostic de TVP proximales avait été fait, est inférieur à 1%.6,7 Il semble donc que, si TVP distale il y a, elle n’est pas associée à un risque accru d’évolution défavorable. Asymptomatique, elle pourrait donc être ignorée. De nouvelles études, méthodologiquement solides, seraient donc les bienvenues pour mettre un terme à cette inconfortable, quoique relative, incertitude.
Le tableau 1 illustre les différences dans la composition des scores, tout d’abord de par le nombre de facteurs répertoriés : de 9 à 10 pour les scores de Wells2,3 à 4 pour le score de Kahn :8 la moyenne se trouve entre 6 et 7. Une moitié d’entre eux sont en rapport avec l’histoire du patient : MVTE antérieure, présence d’un cancer, immobilisation récente ou alitement, entre autres. L’autre moitié dépend de la présentation clinique du membre inférieur incriminé. La plupart des scores incluent un jugement clinique, à savoir l’existence d’un diagnostic alternatif aussi valable que celui de TVP, élément qui a un coefficient négatif et diminue ainsi la probabilité de TVP. On retrouve donc, comme pour l’EP, cet élément de «gestalt diagnosis»,a qui, comme discuté précédemment, est subjectif, mais peut dans certains cas utilement compléter la liste des facteurs du score établis statistiquement. Seuls les scores de Kahn8 et de Primary care4 ne comprennent que des facteurs objectifs.
Le tableau 2 compare les données impliquées dans l’établissement des scores et dans les performances de ces derniers. Il apparaît clairement que les effectifs sont le plus souvent assez modestes, de l’ordre de 200 à 300 sujets. Un facteur de confusion apparaît, celui de la présence dans deux études de patients hospitalisés et non pas seulement ambulatoires ou en salle d’urgence. La moyenne d’âge se situe le plus souvent en dessous de 60 ans, sauf pour les deux scores d’origines bordelaise et bretonne.9,12 Tous les scores font état d’une prédominance féminine. Comme précédemment mentionné, la majorité des scores prennent en compte des TVP proximales et distales, ces dernières intervenant dans des pourcentages variant entre 27 et 60%, les exceptions, notables, étant ceux de Wells et du groupe hollandais de Primary care.2,4 Les DD sont associés au score clinique dès 2003, essentiellement pour permettre l’exclusion du diagnostic de TVP.3 Enfin, le pouvoir de discrimination se situe en général entre 70 et 78%, une performance honorable sans plus.
Ils sont considérés comme l’étalon-or dans la discipline, du fait de leur antériorité et des multiples validations qui en ont été faites.2,3 Ainsi qu’il l’a été rappelé précédemment, ils témoignent d’un alignement progressif sur les standards méthodologiques qui se sont imposés. Ils ont été les leaders dans l’amélioration des processus diagnostiques pour les TVP des membres inférieurs. Leurs performances en termes de capacité de discrimination SSC ROC n’ont pourtant rien d’exceptionnel. Il peut aussi leur être reproché (mais pour d’autres c’est un avantage !) le recours au jugement clinique pour l’une des composantes de leur score (existence d’un diagnostic alternatif).
Enfin, ils ont pris l’option d’éviter tourments et migraines en ignorant simplement la problématique du diagnostic des TVP distales et de leur évolution subséquente. Engelberger et coll.5 ont eu ce souci et, dans leur comparaison entre les scores de Wells initial et modifié, ont rapporté des données intéressantes. La SSC ROC était de l’ordre de 0,7 pour l’ensemble des patients, mais montait à 0,77 pour les sujets ambulatoires, pour baisser à 0,52-0,58 chez les malades hospitalisés. Il en était de même pour les TVP distales dont la SSC ROC chutait à 0,57-0,6. Il paraît donc légitime de limiter l’application des scores de Wells aux seules TVP proximales de sujets ambulatoires.
S’il a le mérite de la simplicité (quatre éléments seulement), ce score dérivé à partir d’une population mixte, ambulatoire et hospitalisée a des qualités médiocres puisque, dans une étude subséquente, Constans et coll. lui ont attribué un pouvoir de discrimination entre 0,51 et 0,57, donc proche de la valeur de 0,5 qui est le lot des scores qui n’apportent rien.8
Il dérive de l’étude du groupe de 273 patients, pour la plupart hospitalisés, avec la moyenne d’âge la plus élevée (68 ans), un fort pourcentage de cancers associés et 27% de TVP distales.9 S’il inclut plusieurs des éléments des scores de Wells, il n’en utilise que six. Sa capacité de discrimination, mesurée ultérieurement, serait de 0,67.
Ce score, issu de la même institution hospitalière que le précédent, bénéficie d’une méthodologie plus rigoureuse puisqu’il inclut des études de dérivation et de validation pour un effectif total de plus de 700 patients, tous ambulatoires, mais avec 50% de TVP distales.10 La SSC ROC est de l’ordre de 0,74-0,79, semblable à celle du score de Wells (1997) dans ce collectif. Il n’y a pas eu de validation externe.
La dérivation de ce score auquel la mesure des DD est couplée nécessita la participation de 110 médecins de premier recours aux Pays-Bas et fut réalisée dans le cadre d’une étude transversale ;4 sa validation ultérieure fut par contre le fruit d’une étude de cohorte prospective.13 Une deuxième validation externe, avec la collaboration de plus de 300 généralistes et les données de 1002 patients, permit la comparaison avec le score de Wells de 2003.14 Il y a donc un volume de données important pour ce score qui mérite de recevoir plus d’attention, et cela pour les raisons suivantes : effectif global de près de 3000 patients, capacité de discrimination plutôt bonne (0,75 à 0,8), absence de facteur relevant du jugement clinique subjectif, performances aussi bonnes, voire légèrement supérieures à celles de Wells dans le diagnostic d’exclusion de la TVP proximale des membres inférieurs. Il y a aussi une plus grande homogénéité dans la population étudiée : elle est purement ambulatoire et ne prend pas en compte les TVP distales. Il y a donc une claire indication à poursuivre l’étude des caractéristiques de ce score, en particulier pour les patients ambulatoires.
Il apparaît d’emblée que, pour pouvoir exclure une TVP, les DD doivent impérativement être normaux et/ou le nombre de facteurs de risque présents limité à 2-3. Dans de telles conditions, la VPN (valeur prédictive négative) s’approche des 99% pour près de 50% des patients, rendant ainsi inutile le recours à l’échographie de compression.
Il nous vient de Nouvelle-Zélande, provenant d’un collectif de 309 sujets, une prévalence de 22% de TVP des membres inférieurs, dont 60% distales.11 Sa capacité de discrimination était légèrement supérieure à celle du score de Wells de 2003, sans toutefois permettre de différencier entre TVP proximales et distales. Il n’y a pas eu de validation externe.
Il repose sur les données d’une étude prospective pratiquée chez des médecins généralistes de Bretagne.12 276 patients étaient suspects de TVP, diagnostic confirmé chez 37% d’entre eux, les deux tiers étant proximales. La classification en deux catégories (<2 points et ≥2 points) n’est pas très performante puisqu’on retrouve 26% de TVP dans la classe à bas risque. Ce score a été validé dans l’étude Optimev portant sur 3523 patients vus en médecine de premier recours.15 La SSC ROC était égale à 0,79 pour l’ensemble des TVP, se subdivisant en 0,83 pour les TVP proximales et 0,75 pour les distales. Il est proche du score de Wells dans sa composition et ses caractéristiques.
Le sujet a été traité dans le numéro 460 de février 2015 de la Revue Médicale Suisse, il est donc inutile de s‘y étendre indûment. Il suffit de rappeler que, sur la base de quatre éléments (présence de matériel dans les veines, douleurs localisées, œdème unilatéral, autre diagnostic au moins aussi plausible), il est possible de distinguer entre TVP MS probable ou improbable.16 Un taux normal des DD permet d’exclure la TVP MS si la probabilité clinique est basse.17 Le score initial de Constans a été validé en interne et en externe, la modification selon Kleinjan n’a pas encore reçu cette consécration. La SSC ROC oscille entre 0,66 et 0,76.
Le score de Wells jouit d’une grande popularité, sans doute en raison de son antériorité. Les autres scores, à une exception près, peuvent être considérés comme des clones incomplets de ce dernier, aux caractéristiques souvent équivalentes, mais ne pouvant bénéficier de validations externes aussi nombreuses. L’exception est le score Primary care qui présente l’intérêt de ne comporter que des éléments objectifs. Il a déjà fait l’objet de validations externes. Il pourrait devenir une alternative valable.
Comme déjà mentionné dans l’introduction, le problème de la réalité d’un potentiel pathogène pour les TVP distales trouble quelque peu l’apparente limpidité de cette conclusion, même si les «outcome studies»qui n’en ont pas tenu compte ont donné des résultats plutôt rassurants. Enfin, des études plus poussées sont encore requises pour savoir comment appliquer ces scores aux patients hospitalisés.
Tous les scores cités dans cet article, ainsi que leurs fiches analytiques, seront disponibles sur le site : www.revmed.ch/ scoredoc