Introduction La SLA est une pathologie très hétérogène dans sa présentation clinique et son pronostic. L’objectif de cette étude était de décrire les trajectoires de soins respiratoires de patients SLA en vie réelle, d’apprécier le respect des recommandations françaises [1] dans ce domaine et le pronostic associé à ces différentes trajectoires. Ces dernières préconisent avant l’initiation de la VNI un suivi tous les 3 mois à la fois clinique, gazométrique, oxymétrique et EFR. Les recommandations internationales dont celles de l’EFNS sont moins précises et recommandent un suivi « régulier », tout comme une review [2] qui propose un monitoring respiratoire tous les 3 à 6 mois. Méthodes La base de données prospective MARS (Multimorbidity Apnea Respiratory Failure Sleep Database) permis d’analyser les données de patients SLA consécutifs diagnostiqués entre janvier 2014 et janvier 2024 dans le centre hospitalo-universitaire de Grenoble. Les données concernant le suivi clinique, les gazométries, les oxymétries et les épreuves fonctionnelles ont été recueillies par une infirmière dédiée à chaque visite clinique. La période de pandémie COVID a été individualisée pour analyser les divergences éventuelles liées à la réorganisation des soins. La survie a été estimé par la méthode de Kaplan Meier. Résultats Sur 109 patients SLA inclus dont le suivi médian était de 25 mois [15,3–43,3], l’âge médian de 68 ans [60–73], 79 étaient identifiés comme bulbaires ou mixtes. Au total, 59 patients ont bénéficié de la mise en place d’une VNI, 51 de la mise ne place d’une aide à la toux et 93 d’un traitement par Riluzole. La médiane de survie était de 35,4 mois [20,1–86,2].La médiane entre deux suivis cliniques était de 3,9 mois [2,8–6,5], entre deux gazométries artérielles de 4,3 mois [3,0–6,6], entre deux spirométries de 5,8 [4,1–8,2] mois et entre deux oxymétries nocturnes de 4,4 mois [3,0–7,8] (Fig. 1). Sur le plan individuel parmi les patients ayant eu au moins deux visites cliniques, 97 % des patients avaient au moins deux gazométries, 58 % au moins 2 oxymétries, 46 % au moins deux EFRs. Il n’y a par ailleurs pas de différence significative pour chacun de ces examens entre la période COVID et la période non COVID. Conclusion Ces trajectoires de soin en vie réelle suggèrent donc que les recommandations actuelles sont applicables dans un centre de référence SLA. Elles pourraient être personnalisées à chaque phénotype clinique et au stade de la pathologie. Elles doivent aussi s’adapter à l’organisation locale des soins et à la capacité à réaliser certains examens (EFR notamment).

Introduction Des études récentes montrent qu’une minorité des patients drépanocytaires occupe une majorité des hospitalisations. Cependant les données épidémiologiques sur ces patients « hyper-utilisateurs » restent limitées. Notre étude vise à caractériser cette population vivant en France en analysant des données nationales. Patients et méthodes Nous avons mené une étude de cohorte rétrospective en utilisant les données du système national de santé français (SNDS), couvrant 87 % de la population entre 2012 et 2018. Tous les patients drépanocytaires âgés de 16ans ou plus (codes CIM-10 D57·0-2) ont été inclus. Nous avons comparé les complications aiguës et chroniques (définis à partir du codage PMSI) des « hyper-utilisateurs », définis comme ayant présenté au moins 12 crises vaso-occlusives hospitalisées (CVOh) sur une période de suivi médiane de 7ans, à celles des patients ayant subi moins de 12 CVOh. Les CVOh étaient définies par une hospitalisation d’au moins une nuit, précédée d’une visite aux urgences, avec diagnostic principal de crise drépanocytaire. Résultats Sur les 8010 patients drépanocytaires suivis en France, 768 (9,6 %) ont été identifiés comme « hyper-utilisateurs », représentant 52,8 % des 18,001 CVOh et 38,9 % des 27,132 visites aux urgences pendant la période d’étude. Cela représentait une médiane annuelle de 4,3 (IQR 3 ; 6,5) CVO nécessitant un passage aux urgences. Les « hyper-utilisateurs » était plus jeune (âge médian de 21ans (IQR 17 ; 27) contre 29ans (18 ; 39), p<0,0001), majoritairement composée d’hommes (48 % contre 42,9 %, p=0,006) et résidait plus souvent en Île-de-France (61,9 % contre 49,6 %, p<0,0001). Ces patients ont développé durant le suivi médian de 7ans davantage de complications sévères drépanocytaires, notamment plus de syndrome thoracique aigu (69,5 % contre 24,3 %, p<0,0001) et d’ostéonécrose (25,7 % contre 9,4 %, p<0,0001). Ils ont présenté plus d’événements thromboemboliques (12,5 % contre 7,1 %, p<0,0001) et de sepsis (56,1 % contre 17,7 %, p<0,0001). Une hospitalisation en psychiatrie était rare mais plus fréquent dans ce groupe (6,9 % contre 1,9 %, p<0,0001). La mortalité n’était pas différente (3,1 % contre 4,1 %, p=0,2). Enfin, ce groupe d’ « hyper-utilisateurs » a développé au cours du suivi une plus grande incidence de maladies auto-immunes (5,6 % contre 3,6 %, p=0,0005). 280 (36,5 %) « hyper-utilisateur » ont initié un traitement par hydroxyurée au cours du suivi (vs 1,458 (20,1 %) des patients présentant moins de 12 VOCh). Conclusion Les patients drépanocytaires « hyper-utilisateurs » représentent une minorité (<10 %) de patients drépanocytaires adultes, mais génèrent plus de la moitié des hospitalisations en France. Ce groupe est jeune, dans la période de transition adolescence-adulte, à majorité masculine. Parfois considérés comme patients ayant des problèmes d’addiction, notre étude montre qu’ils présentent un phénotype sévère avec un risque accru de complications aiguës graves. Des stratégies de soins spécifiques et intensifs, y compris des thérapies curatives comme la greffe de moelle sont nécessaires pour améliorer leur prise en charge.

Introduction Les essais cliniques permettent d’étudier de manière prospective des objectifs précis. A l'inverse, les bases médico-administratives, initialement créées dans un but administratif, permettent d’étudier de manière rétrospective des questions de recherche en utilisant des proxys liés aux remboursements observés. Les essais cliniques peuvent avoir des problèmes de recrutement ou éthique et les bases médico-administratives manquent de données cliniques, en particulier sur la sévérité des patients et la caractérisation clinique de la pathologie. Entre août 2017 et février 2022, seulement 2 % des demandes d'accès au Système national des données de santé déposées au Health Data Hub étaient couplées à une base de données cliniques. L'objectif de ce travail est de décrire les complémentarités des bases médico-administratives et des essais cliniques et des pistes de réflexion pour améliorer leurs utilisations. Méthodes Ce travail détaille les possibilités d'utilisations croisées des bases médico-administratives et des essais cliniques avec leurs avantages et leurs inconvénients. Résultats Les bases médico-administratives (BMA) peuvent être utilisées pour faciliter le recrutement des patients des essais cliniques, en permettant de cibler les zones permettant d'avoir un bassin de recrutement de patients éligibles de manière à optimiser les efforts de recrutement. Les données des essais cliniques peuvent également être enrichies par les informations des BMA à travers un appariement direct sur le NIR (numéro de sécurité social unique) ou indirect. Les études pour une même question de recherche peuvent également être réfléchies en parallèle afin d'une part d’évaluer la représentativité des patients recrutés dans l'essai clinique et d'apporter si besoin des corrections par pondération et d'autre part de valider des algorithmes pour obtenir des proxys cliniques à partir des BMA. Les études cliniques peuvent également être créées avec un bras contrôle directement sélectionné à partir d'une BMA, ce qui nécessite une étape importante d'uniformisation des informations disponibles. Conclusion L'utilisation croisées des BMA et des données d'essais d’études cliniques nécessite une très bonne connaissance des forces et limites de chacune des sources de données, afin de les exploiter de manière croisée et optimisée. Un frein à l'utilisation de ces deux sources d'informations est la difficulté à les apparier de manière indirecte, mais le recueil anticipé des données de l'essai clinique dans la perspective d'un appariement et des méthodes avancées d'appariement probabiliste permettent de contourner cette limite.

Introduction La comparaison de traitements se fait souvent sur plusieurs critères de jugement. En règle générale, ces critères sont évalués indépendamment, avec un critère principal et des critères secondaires. Le test de Buyse, proposé par Marc Buyse en 2010, est une généralisation des comparaisons non-paramétriques des paires permettant de comparer deux groupes de traitement sur plusieurs critères de jugement de nature différentes ou de manière hiérarchisée. Ce test permet d'apporter une réponse globale à la question de l'efficacité ou de la sureté des traitements. Cet exposé a pour objectif de décrire l'utilisation de la méthode et la prise en main du package avec une application sur des données anonymisées issues des bases du Système national des données de santé (SNDS). Méthodes Ce travail est une présentation pédagogique simplifiée de la méthode de Buyse qui s'appuie sur des données en vie réelle d'une étude comparant la survenue d’évènements indésirables. Au sein d'une cohorte rétrospective, des patients initiant un traitement A ont été appariés sur un score de propension à des patients initiant un traitement B avec un ratio 1:3. Les comparaisons des patients ont été réalisées en appliquant le test de Buyse pour comparer plusieurs critères de jugements, la survenue de ecancer, d'infection et d’évènements cardiovasculaires. La méthode des paires généralisées permet d’étudier le temps jusqu’à la survenue des évènements indésirables en présence de données censurées à droite. Différents seuils de pertinence cliniques seront fixés, valeurs à partir desquelles une différence entre les patients des groupes de traitement A et B existe. Un classement des paires est réalisé, lequel dépend du type de critère de jugement et du seuil fixé. Un rappel des règles de classement des paires sera effectué et les différentes options disponibles via le package R BuyseTest seront détaillées et illustrées. Résultats Un total de 3682 patients sont inclus dans cette étude. Les comparaisons ont été réalisées sur plusieurs critères de jugement, en les hiérarchisant et/ou en adoptant une pondération subjective en fonction de la criticité clinique. Les résultats seront exprimés en termes de bénéfice net, soit la différence entre le nombre de paires en faveur du traitement d'intérêt et nombre de paires en défaveur du traitement d'intérêt, en prenant en compte les paires neutres ou en les traitant comme non-informatives. Conclusion Ce tutoriel fournit un exemple d'application de la méthode par paires généralisées avec différents calculs du bénéfice net du traitement. Cette méthode permet d'avoir une évaluation globale de la différence entre deux traitements sur plusieurs critères à la fois et de combiner l'information sur ces critères avec le bénéfice net.

Introduction Pour rendre deux populations comparables dans les études observationnelles à visée comparative, l'appariement est employé pour réduire les effets des facteurs de confusion entre les cas et leurs témoins. L'objectif de ce travail est de revoir l'ensemble des questions pratiques à se poser lors d'un appariement et proposer des recommandations sur les choix méthodologiques associés Méthodes Ce travail détaillera l'ensemble des étapes qui permettent d'obtenir un appariement de qualité sur la partie design de l’étude, l'appariement en lui-même, la vérification de la qualité de l'appariement et la modélisation post-appariement. Sur la partie design, la définition précise de l'objectif, le choix des variables à inclure, le nombre de témoins ainsi que la problématique des témoins sans date d'inclusion naturelle et celle de l'arrêt du suivi des patients seront abordés. Un focus sera fait sur les différentes méthodes d'appariement : l'appariement exact, l'appariement sur score de propension et ses dérivés dont le score de propension à haute dimension, l'appariement mixte, la présence de remplacement et/ou d'un caliper et l'algorithme de sélection des témoins. Les différentes vérifications sur la qualité de l'appariement seront abordées (différences standardisées, distribution des scores de propension). Enfin, les méthodes post-appariement seront décrites, en particulier les recommandations sur l'estimation de la variabilité. Résultats Pour compléter les recommandations, des exemples pratiques issus de simulations ou d’études réalisées sur des données anonymisées issues du SNDS seront présentées. Conclusion L'appariement est un outil puissant permettant d'analyser une étude observationnelle de manière à se rapprocher des caractéristiques d'un essai randomisé. En particulier l'appariement sur score de propension permet d'avoir une distribution des covariables de base observée similaire entre les sujets traités et non traités et estimer les effets marginaux des traitements. Si de la confusion résiduelle persiste au niveau des estimations de l'effet des méthodes complémentaires peuvent être appliquées comme le prior event rate ratio.

Introduction Une large sélection d'outils sont disponibles pour analyser les données de survie avec un traitement qui varie au cours du temps. L'analyse en intention de traiter, avec la considération du traitement initial, permet une compréhension simple de l'analyse mais n'est pas la seule alternative. L'objectif de cette étude est de décrire la méthodologie et l'interprétation de modèles de survie en prenant en compte une exposition au traitement qui varie au cours du temps. Méthodes Ce travail détaille les différentes étapes pour analyser l'effet de traitements qui varient au cours du temps sur des trajectoires d’évènements de santé. Les méthodes de réalisation et l'interprétation seront illustrées sur deux études. Une étude du PMSI sur l'association entre la pose d'implants mammaires (IM) et la survenue de complications successives à l'aide d'un modèle Andersen-Gill. Une étude du SNDS avec une cohorte de patients ayant une bronchopneumopathie chronique obstructive (BPCO) sur l'association entre la continuation du traitement par ventilation non-invasive (VNI) et les exacerbations et le décès à l'aide d'un modèle multi-états. Les associations sont exprimées en Hazard Ratios (HR) et leurs intervalles de confiance associés. Résultats L'analyse d'un traitement qui varie au cours du temps peut être réalisée en utilisant les fonctions usuelles sur les données de survie, mais en adaptant les données en entrée et le calcul de variance des estimateurs. Un total de 32 264 patients du PMSI avec des IM pouvant varier lors de leur suivi avaient un sous-risque de 15 % d'avoir des complications avec un certain IM versus les autres IM pour la première complication (HR=0,85 [0,79 ;0,92]) et aucune différence entre les dispositifs après la première complication. Dans la cohorte de 49 503 patients avec une BPCO identifiée via les données du SNDS, la probabilité d'exacerber n’était pas significativement différente entre les patients continuant la VNI par rapport aux patients arrêtant la VNI au cours du suivi); en revanche, le risque de décéder (hors exacerbation) était plus important chez les patients arrêtant la VNI que chez les patients continuant la VNI (HR=0,88 [0,83-0,93]). Conclusion Prendre en compte les évolutions d'exposition à un traitement d'intérêt au cours du temps peut permettre des comparaisons plus fines des trajectoires de survie et éviter des problématiques de biais immortel. De nombreux logiciels permettent ce type d'analyses, la difficulté réside ensuite dans l'interprétation correcte de ces résultats et dans leur illustration.

Les facteurs de confusion non mesurés sont une source de biais dans les études observationnelles. Les méthodes de contrôle de ces facteurs peuvent intervenir au stade du design de l’étude et de l'analyse. L'objectif de cette étude est de fournir une revue des méthodes disponibles et faciles à implémenter pour le contrôle des facteurs de confusion non mesurés. Trois designs autocontrôlés permettant de maitriser ces facteurs de confusion, le « case-crossover » (CCO), le « case-time control » (CTC) et les « self-controlled case series » (SCCS), seront listés avec leurs conditions d'application, leurs avantages et inconvénients et des illustrations. Trois méthodes de prise en compte des facteurs de confusion lors des analyses – E-value, analyse de falsification avec témoin négatif pour l'outcome (NCO), analyse par Variables Instrumentales (IV) - seront illustrées par des exemples, une application dans une étude observationnelle sur la vaccination grippale et une application sur les traitements d'ischémie des membres inférieurs. Le CCO, les CTC et les SCCS utilisent les sujets comme leur propre témoin et permettent de contrôler les facteurs de confusions qui ne dépendent pas du temps (facteurs génétiques, catégorie socio-professionnelle…). Différentes solutions peuvent être envisagées lorsque des conditions de validité ne sont pas remplis, comme le design CTC qui permet de contrôler une probabilité d'exposition dépendante du temps. Les analyses par IV et NCO vont utiliser des variables supplémentaires pour valider la robustesse des résultats, un outcome de falsification (NCO) ou une variable substitut du traitement (IV). La méthode des E-values est utilisable sur des données agrégées pour discuter de l'influence potentielle des facteurs de confusion non mesurés sur les résultats. Ces designs et méthodes, bien que nécessitant une connaissance approfondie des problématiques, sont aisément implémentables puisque les logiciels statistiques usuels les proposent désormais dans leurs packages d'analyse. Ils peuvent être une alternative aux designs de cohorte et aux analyses avec ajustement pour traiter la problématique des facteurs de confusion non mesurés. Facteurs de confusion non mesurés ; E-value ; Variables Instrumentales ; Negative Control Outcome ; Design auto-contrôlés Les auteurs déclarent ne pas avoir de liens d'intérêts.

Les méthodes de classifications de trajectoires (ou plus généralement modèles de mélanges finis) permettent de classifier des données longitudinales afin de mettre en évidence des groupes homogènes d’évolution. Les trajectoires de soins avant un évènement de santé sont une application possible dans le SNDS. Le modèle « group-based modeling of longitudinal data » (proc traj - SAS) a été utilisé pour détecter les trajectoires de présence d'exacerbation dans les deux ans avant la mise sous VNI de patients avec une bronchopneumopathie chronique obstructive (BPCO) entre 2015 et 2019. La présence de l’évènement de santé d'intérêt - les exacerbations de BPCO - a été évaluée mensuellement avant la mise sous VNI. Le choix du nombre de groupes a été fait à partir de la comparaison des BIC et les trajectoires avec tendance quadratiques ont été implémentées. Parmi les 98 557 patients BPCO sous VNI identifiés, 4 groupes de trajectoires ont pu être identifiés: le groupe de patients majoritaire (44 %) présentant peu d’épisodes dans les 24 mois avant la VNI, un groupe présentant des exacerbations dans les 90 jours avant la VNI avec un pic dans le mois précédent (26 %), un groupe avec une probabilité d'exacerbation autour de 20 % dans les deux ans précédant avec une augmentation avant la VNI (25 %) et un groupe minoritaire de patients (4 %) avec une forte probabilité d'exacerbation dans les deux ans avant la VNI (entre 40 % et 60 %). Les modèles de trajectoire d’évolutions sont des outils de classification et de visualisation des trajectoires pour une variable cible donnée. Sur des trajectoires de parcours de soins avant un évènement de santé, elles permettent de contourner les problématiques liées aux perdus de vue et aux décès. Classification données longitudinales ; Biostatistiques ; Méthodologie Les auteurs déclarent ne pas avoir de liens d'intérêts.

Previous studies have estimated the global burden of hypertrophic cardiomyopathy (HCM), however little is known about how obstructive HCM outcomes differ by New York Heart Association (NYHA) class. The objective of the study was to describe the clinical burden of obstructive HCM from a nationwide study in France. This retrospective observational study included all patients diagnosed with HCM in France through the French National Heath Data Information System (SNDS). Adults with at least one hospital stay HCM code between 2012–2018 were included. Patients were assigned to obstructive (ICD-10 codes I421; I422 or I429 with septal reduction therapy) or non-obstructive (I422) subgroups. Patients with phenocopy conditions often misdiagnosed as HCM, and patients with less than one year of follow-up data available were excluded. NYHA class was assigned by a proxy algorithm based on treatments and symptoms. From 2012–2018, 20,111 adults (395.8 per million inhabitants per year, PMI/y) hospitalized with HCM met the eligibility criteria. A total of 6,823 patients had obstructive HCM (34%, 134.3 PMI) including, 4,571 (23%, 90.0 PMI) patients who had obstructive HCM at baseline, and 2,252 patients who were initially diagnosed with non-obstructive HCM who later developed obstructive HCM. Of the total obstructive HCM group, 45% were female, and mean age was 66.2 years [SD = 16.7]. NYHA class distribution (NYHA class I, II, III and IV) at patients' baseline was 4%, 32%, 60% and 4% (Table), respectively, and the majority (73%) of patients started and ended the study in the same NYHA class; 13% improved and 14% worsened from baseline to their end of follow-up. Patients in higher NYHA classes during the study, also had greater risk of cardiovascular (CV) outcomes, including death, hospitalization, major adverse CV events, heart failure, and other CV conditions. The majority (92%) of patients with obstructive HCM in this nationwide study were in NYHA class II and III; only 13% improved during the study. NYHA class was associated with increased risk of CV outcomes. Our results suggest the clinical burden of symptomatic, obstructive HCM remains high during follow-up in the context of current available therapeutics thus supporting the need for additional therapies (Figure 1).

Dans le cadre d'une étude observationnelle avec des données en vie réelle des bases du Système national des données de santé (SNDS) sur la dermatite atopique, une description de l'historique des séquences de traitements a été réalisée. En appliquant un algorithme de clustering non-supervisé prenant en compte la temporalité des traitements, quatre groupes de patients ont été identifiés issus du clustering de la méthode TAK©. L'objectif de cette analyse est de caractériser ces groupes de patients à travers leurs antécédents du parcours de soins en appliquant une méthode multivariée supervisée de réduction de l'espace: l'analyse discriminante des moindres carrés partiels (PLS-DA). La PLS-DA est une extension de l'analyse PLS où la variable de réponse qualitative (ici un des quatre groupes A, B, C et D issus du clustering allant de ceux les plus médicamentés à ceux ayant le moins de traitements avant l'inclusion) est remplacée par des variables indicatrices de ses classes. Ici la PLS-DA est appliquée sur un ensemble de 26 variables caractérisant la phase de pré-inclusion comprenant le nombre de consultations chez le généraliste, chez le dermatologue, consultations hospitalières, nombre d'hospitalisations, hospitalisations et arrêts de travail liés à la dermatite, entre autres. Elle permet de sélectionner des profils de patients à travers leurs variables de soins ayant les plus importantes valeurs de « loadings » (pondérations) quantifiant les contributions relatives de chacune des variables explicatives originales à chaque composante PLS-DA (ou profil). Pour chaque patient, un score quantifiant son adhésion au profil identifié est obtenu en multipliant pour chaque composante les variables originales par les pondérations. Le pouvoir discriminatoire de chaque variable est estimé grâce à la somme pondérée des corrélations au carré entre chaque composante PLS-DA et les variables de soins originales. Quatre profils de patients ou composantes PLS-DA ont été identifiés avec une variabilité expliquée variant de 16 % à 6 %. Seul le premier profil a permis une discrimination entre les groupes de TAK, en particulier entre patients ayant eu reçu de longues séquences de traitements précédant l'entrée dans l'étude par rapport aux groupes avec peu de traitements (A versus C, D). Les patients ayant le plus haut score pour ce profil ont relativement plus de dispensations de médicaments et d'examens de laboratoire (spécifiques à la dermatite ou non), davantage de consultations chez le dermatologue que les sujets des groupes C et D du TAK qui ont plutôt tendance à consulter davantage de médecins généralistes. Le taux d'erreur de classification était élevé et ne pouvait permettre la réalisation de prédictions fiables. Cette étude a permis d'identifier des signatures de parcours de soins permettant de caractériser des groupes de patients aux trajectoires de traitements différentes. La PLS-DA a été utilisée à des fins de la sélection de caractéristiques et pour ses propriétés discriminatoires, elle pourrait dans un autre contexte être utilisée pour faire des prédictions de classes pour de nouvelles observations.

This comparative non-interventional study using data from the French National Health Database (Système National des Données de Santé) investigated real-world (cumulative) live birth outcomes following ovarian stimulation, leading to oocyte pickup with either originator recombinant human follicle-stimulating hormone (r-hFSH) products (alfa or beta), r-hFSH alfa biosimilars, or urinaries including mainly HP-hMG (menotropins), and marginally u-hFSH-HP (urofollitropin). Using data from 245,534 stimulations (153,600 women), biosimilars resulted in a 19% lower live birth (adjusted odds ratio (OR) 0.81, 95% confidence interval (CI) 0.76–0.86) and a 14% lower cumulative live birth (adjusted hazard ratio (HR) 0.86, 95% CI 0.82–0.89); and urinaries resulted in a 7% lower live birth (adjusted OR 0.93, 95% CI 0.90–0.96) and an 11% lower cumulative live birth (adjusted HR 0.89, 95% CI 0.87–0.91) versus originator r-hFSH alfa. Results were consistent across strata (age and ART strategy), sensitivity analysis using propensity score matching, and with r-hFSH alfa and beta as the reference group.

Introduction Le modèle statistique de Fine & Gray permet d'évaluer l'association entre des covariables et la survenue d'un évènement qui peut être non-observé du fait d'un évènement concurrent. Sur les 894 publications entre 2015 et 2020 incluant le modèle de Fine & Gray, seules deux applications ont été réalisées avec les données du système national des données de santé (SNDS). Méthodes Notre équipe s'est intéressée à la survenue des amputations mineures et majeures dans une population de patients présentant une ischémie aiguë des membres inférieurs en France entre 2015 et 2018 dans le SNDS. Le décès avant amputation est considéré comme risque concurrent pour chaque modèle. Les associations avec la technique de revascularisation (chirurgie/endovasculaire), ajustées sur les caractéristiques/antécédents des patients et du séjour initial ont été exprimés en termes de "subdistribution hazard ratios" (SHR). Résultats Parmi les 41 032 patients inclus, 1961 (4,8 %) ont eu une amputation mineure et 2865 (6,9 %) une amputation majeure dans les quatre ans suivant leur inclusion, soit respectivement 4,3 % et 7,1 % dans le groupe chirurgie (n=31 845 patients) et 6,5 % et 6,3 % dans le groupe endovasculaire (n=9187). On observait 30,6 % de décès avant amputation mineure (32,5 % pour chirurgie versus 23,9 % pour endovasculaire) et 29,9 % avant amputation majeure (31,6 % pour chirurgie versus 24,1 % pour endovasculaire). Après ajustement, la technique de revascularisation n’était pas significativement associée à une incidence plus élevée d'amputation majeure, alors que les patients du groupe chirurgie présentaient une plus faible incidence d'amputation mineure (SHR=0,65 [0,59 ; 0,72]). Discussion/Conclusion Le modèle de Fine & Gray est particulièrement adapté à l'étude d'occurrence d'évènements comme ceux disponibles dans les bases SNDS. Dans cette application, ce modèle permet de conclure que bien que la revascularisation par chirurgie soit associée à une plus faible incidence d'amputation mineure, elle se traduit aussi par une plus forte incidence de décès avant amputation. Il est nécessaire de considérer l'ensemble des évènements pour bien appréhender le pronostic des patients.

In the context of a fast-changing therapeutic landscape in multiple myeloma (MM), this study describes the evolution from 2014 to 2019 of the MM economic burden in France by treatment lines. This is a retrospective cohort study of MM patients based on SNDS data, the French National Health Insurance databases. MM patients were identified using a published algorithm refined to consider recent evolutions of MM therapeutic management and treatment lines were re-constructed through ATLAS, an adaptation of the Smith-Waterman alignment sequence using artificial intelligence. Costs were estimated with the partitioned Bang and Tsiatis method to consider censoring. 40,747 MM patients were identified from 2014 to 2019. Treatment lines were re-constructed for 36,241 of them with 49,310 different lines identified: 5,286 L1 with transplant (L1 TE), 17,856 L1 without transplant (L1 NTE), 13,525 L2, 7,885 L3 and 4,758 L4+. For patients who initiated a treatment line in 2017, the average estimated total cost was 117,965€ for L1 TE, 75,560€ for L1 NTE, 90,562€ for L2, 100,693€ for L3 and 187,654€ for L4+. The distribution of average costs for patients who initiated a L1 NTE in 2017 was: 37,905€ for medications; 25,487€ for hospital care; 3,898€ for consultations; 2,999€ for lab tests, medical devices or medical procedures outside the hospital; 1,304€ for daily fees, pensions or other allocations compensation revenue; 3,299€ for transportation and 669€ for other care outside the hospital. In 2017, the proportion of costs related to medications received both in and outside the hospital was lower for L1 TE (39%) than for L1 NTE (50%), L2 (66%), L3 (69%), and L4+ (71%). The economic burden of MM varies depending on MM treatment lines. Overall, the highest types of consumption are medications, but other costs, especially related to hospital cares are not negligeable.

L'appariement par score de propension est une méthode usuelle de contrôle du biais de confusion dans les études observationnelles qui évalue l'effet d'un traitement sur une variable à expliquer. Cette illustration dans le cas de groupes de traitement avec des effectifs très différents a pour objectif de présenter les éléments à vérifier dans un tel contexte. Entre2013 et 2018, 346 367 patients ont été hospitalisés pour le traitement de tumeurs bénignes du côlon : 15 387 (4,4 %) ont été opérés et 330 980 (95,6 %) ont eu un traitement endoscopique. 14 626 patients opérés (95,0%) ont pu être appariés à 14 626 patients endoscopiques (4,4%) à l'aide d'un score de propension afin d'étudier les coûts du traitement. La distribution des scores de propension, les différences standardisées et une description des patients non appariés ont été étudiés afin d'évaluer la validité de l'appariement. De plus, les coûts ont été estimés dans les groupes non appariés. Les scores de propension avaient des distributions avec un chevauchement satisfaisant (min-max de 0,84-0,99 pour les deux groupes). Les variables d'appariement présentaient des différences standardisées inférieures à 0.1. Les patients non appariés traités par endoscopie comparativement aux appariés étaient plus jeunes (63 ans versus 65 ans), plus souvent des hommes (57% versus 53%) avec un score de Charlson plus faible (1,3 en moyenne versus 1,8). Pour les patients appariés, les coûts moyens par patient du traitement étaient de 957€ [IC 95 % : 953-962] pour les patients en endoscopie versus 5917€ [IC 95 % : 5888-5945] pour les patients en chirurgie. Le ratio des coûts chirurgie appariée vs. endoscopie appariée était de 6.18 [6.13;6.22] (p<0,0001). Les coûts observés sur les patients non appariés étaient légèrement inférieurs à ceux des patients appariés (920 € [IC 95 % : 919-921] endoscopie, 5533€ [IC 95 % : 5418-5653] chirurgie). L'appariement dans cette étude a permis d'identifier un groupe très sélectionné de patients ayant un traitement par endoscopie similaire aux patients ayant recours à la chirurgie. On peut donc conclure à un coût plus important pour les patients traités par chirurgie par rapport aux cas qui auraient bénéficié d'un traitement endoscopique. Dans le cas d'effectifs très déséquilibrés entre les groupes de traitement, en plus des vérifications usuelles sur la qualité de l'appariement, il est indispensable de décrire les patients non appariés en termes de caractéristiques et de variables à expliquer afin de mettre en perspective la population étudiée et la généralisation des résultats. Mots clés score de propension ; appariement ; endoscopie Déclaration de liens d'intérêts Cette étude a été financée par Boston Scientific, Life Partner Europe, William Cook Europe, Fujifilm et Olympus et coordonnée par le SNITEM.

Le modèle statistique de Fine & Gray permet d'évaluer l'association entre des covariables et la survenue d'un évènement qui peut être non-observé du fait d'un évènement concurrent. Sur les 894 publications entre 2015 et 2020 incluant le modèle de Fine & Gray, seules deux applications ont été réalisées avec les données du système national des données de santé (SNDS). Notre équipe s'est intéressée à la survenue des amputations mineures et majeures dans une population de patients présentant une ischémie aiguë des membres inférieurs en France entre 2015 et 2018 dans le SNDS. Le décès avant amputation est considéré comme risque concurrent pour chaque modèle. Les associations avec la technique de revascularisation (chirurgie/endovasculaire), ajustées sur les caractéristiques/antécédents des patients et du séjour initial ont été exprimés en termes de "subdistribution hazard ratios" (SHR). Parmi les 41 032 patients inclus, 1961 (4,8 %) ont eu une amputation mineure et 2865 (6,9 %) une amputation majeure dans les quatre ans suivant leur inclusion, soit respectivement 4,3 % et 7,1 % dans le groupe chirurgie (n=31 845 patients) et 6,5 % et 6,3 % dans le groupe endovasculaire (n=9187). On observait 30,6 % de décès avant amputation mineure (32,5 % pour chirurgie versus 23,9 % pour endovasculaire) et 29,9 % avant amputation majeure (31,6 % pour chirurgie versus 24,1 % pour endovasculaire). Après ajustement, la technique de revascularisation n’était pas significativement associée à une incidence plus élevée d'amputation majeure, alors que les patients du groupe chirurgie présentaient une plus faible incidence d'amputation mineure (SHR=0,65 [0,59 ; 0,72]). Le modèle de Fine & Gray est particulièrement adapté à l'étude d'occurrence d'évènements comme ceux disponibles dans les bases SNDS. Dans cette application, ce modèle permet de conclure que bien que la revascularisation par chirurgie soit associée à une plus faible incidence d'amputation mineure, elle se traduit aussi par une plus forte incidence de décès avant amputation. Il est nécessaire de considérer l'ensemble des évènements pour bien appréhender le pronostic des patients.

IntroductionLes modèles multi-états sont des modèles de survie qui permettent de prendre en compte la progression entre différents états par exemple des changements de traitements. Nous les avons utilisés pour étudier l’évolution de la prise en charge thérapeutique des patients atteints d'hypertension artérielle pulmonaire (HTAP) suite aux modifications des recommandations de 2015.MéthodesLes adultes HTAP incidents et traités entre le 01/01/2011 et le 31/12/2018 et disposant d'au moins six mois de recul ont été identifiés à partir des données du SNDS. Les transitions successives entre quatre états (non traités, transplantés, monothérapie, bithérapie, trithérapie) et le décès ont été étudiées en considérant le temps depuis l'entrée dans chaque état. Un modèle de Cox multi-état semi-markovien a été implémenté pour expliquer le hazard ratio de chaque transition en fonction de l'année de suivi (avant et après 2015).RésultatsUne cohorte de 2609 patients a été identifiée. La majorité des patients (77 %) initiait leur traitement par une monothérapie, alors que 23 % des patients initiaient leur traitement par une bithérapie. Un patient initiant une monothérapie avait une probabilité de 50% de rester en monothérapie et environ de 20 % de passer en bithérapie, en trithérapie ou d'arrêter son traitement après un an de traitement. Les probabilités de passer en bi ou trithérapie restaient constantes après un an de traitement contrairement à la probabilité de décès qui augmentait après un an. La probabilité d’être traité par une trithérapie (après une monothérapie) était significativement plus élevée après 2015 avec un HR non quantifiable du fait d'un faible nombre de patients. A contrario, la probabilité de ne plus être traité après la monothérapie était plus faible avant 2015 avec un HR=0,743 [IC 95% 0,620; 0,889).Discussion/ConclusionLes modèles multi-états permettent de prendre en compte les états intermédiaires identifiables dans le SNDS pour ainsi étudier le parcours de prise en charge complet du patient. Il est nécessaire au préalable de bien identifier les transitions à étudier.

Les plus fréquentes complications aigues de la drépanocytose sont les crises vaso-occlusives (CVO) douloureuses osseuses et les syndromes thoraciques aigus. Une première étude avait suggéré une relation entre la fréquence des CVO et une mortalité accrue [1]. Alors que la prise en charge de la drépanocytose s’est améliorée, il parait important d’étudier à nouveau cette association. Ainsi, l’objectif de cette étude était d’évaluer l’association entre CVO hospitalisées et mortalité chez les patients drépanocytaires en France. Étude de cohorte observationnelle rétrospective réalisée à partir des bases de données du Système National des Données de Santé (SNDS). Celle-ci inclut les données hospitalières, les données de remboursement de soins en ville et la date de décès de la quasi-totalité des français. Entre le 01/01/2012 et le 31/12/2018, tous les patients âgés de plus de 16 ans identifiés comme atteints de drépanocytose (hospitalisés et/ou présentant une ALD avec un code CIM-10 D57,0-2) ont été inclus. La date index a été définie comme la première interaction avec le système de soins (en lien ou non avec la drépanocytose). Les patients ont été suivis pendant un minimum de 1 an et jusqu’à la fin de l’étude (31/12/2018). Une CVO hospitalisée était définie par un séjour hospitalier avec un diagnostic principal ou relié de drépanocytose avec crises (D57,0), contenant au moins une nuit d’hospitalisation et précédé par un passage par le service des urgences (afin d’éviter d’inclure des séjours pour drépanocytose pour d’autres motifs qu’une CVO). Le taux annuel de CVO hospitalisées a été défini par le nombre total de CVO hospitalisées pendant le suivi divisé par le nombre d’années de suivi. Les patients ont été catégorisés en 3 groupes en fonction du taux annuel de CVO : <1 ; 1 à 3 ; ≥3 CVO par an. L’effet du taux cumulatif de CVO hospitalisées sur le décès a été estimé par des modèles de Cox prenant l’âge comme échelle de temps et ajustés sur le genre. 17 726 patients drépanocytaires ont été inclus, dont 65,3 % de femmes–une grande proportion du fait d’hospitalisations chez des femmes enceintes. L’âge variait de 16 à 99 ans et l’âge moyen était de 35,0 ans (±17,8, médiane 32,0). Chaque année, 86 à 89 %, 9 à 10 % et 2 à 4 % des patients ont présenté respectivement <1, 1 à <3, and ≥3 CVO hospitalisées. L’âge moyen dans les différents groupes de CVO était respectivement de 36,3 (±15,8), 23,8 (±9,0) et 21,3 ans (±7,1). La proportion de femmes était respectivement de 66,7 %, 51,8 % et 52,9 %. Le délai médian entre 2 CVO hospitalisées était de 37 jours (Q1–Q3 : 22–96). Au cours des 7 ans de suivi, 914 (5,2 %) patients sont décédés (75 % à l’hôpital). L’âge moyen au décès était de 60,1 ans (±19,7). Comparativement aux patients avec un taux de <1 CVO hospitalisée par an pendant le suivi, les patients avec un taux de 1 à <3 CVO hospitalisées par an étaient 2,28 fois [1,62 ;3,20] plus à risque de décéder et les patients avec un taux de ≥3 CVO hospitalisées par an étaient 4,73 fois [2,95 ;7,61] plus à risque de décéder. Notre étude confirme, dans une cohorte nationale française en vie réelle, que les patients présentant fréquemment des CVO hospitalisées ont un risque de décès plus élevé que les patients présentant rarement des CVO. Le risque le plus élevé de récidive de CVO survient dans les 100 jours suivant une précédente CVO hospitalisée. Ces résultats rappellent que les patients présentant des CVO récurrentes doivent être la cible d’intensifications thérapeutiques permettant de réduire ou prévenir ces événements, pour espérer améliorer la survie.

Background The prognosis of patients hospitalized with community-acquired pneumonia (CAP) with regards to intensive care unit (ICU) admission, short- and long-term mortality is correlated with patient’s comorbidities. For patients hospitalized for CAP, including P-CAP, we assessed the prognostic impact of comorbidities known as at-risk (AR) or high-risk (HR) of pneumococcal CAP (P-CAP), and of the number of combined comorbidities. Methods Data on hospitalizations for CAP among the French 50+ population were extracted from the 2014 French Information Systems Medicalization Program (PMSI), an exhaustive national hospital discharge database maintained by the French Technical Agency of Information on Hospitalization (ATIH). Their admission diagnosis, comorbidities (nature, risk type and number), other characteristics, and their subsequent hospital stays within the year following their hospitalization for CAP were analyzed. Logistic regression models were used to assess the associations between ICU transfer, short- and 1-year in-hospital mortality and all covariates. Results From 182,858 patients, 149,555 patients aged ≥ 50 years (nonagenarians 17.8%) were hospitalized for CAP in 2014, including 8270 with P-CAP. Overall, 33.8% and 90.5% had ≥ 1 HR and ≥ 1 AR comorbidity, respectively. Cardiac diseases were the most frequent AR comorbidity (all CAP: 77.4%). Transfer in ICU occurred for 5.4% of CAP patients and 19.4% for P-CAP. Short-term and 1-year in-hospital mortality rates were 10.9% and 23% of CAP patients, respectively, significantly lower for P-CAP patients: 9.2% and 19.8% (HR 0.88 [95% CI 0.84–0.93], p < .0001). Both terms of mortality increased mostly with age, and with the number of comorbidities and combination of AR and HR comorbidities, in addition of specific comorbidities. Conclusions Not only specific comorbidities, but also the number of combined comorbidities and the combination of AR and HR comorbidities may impact the outcome of hospitalized CAP and P-CAP patients.

La rétinopathie du prématuré est une pathologie de la rétine qui touche jusqu'à 30 % des prématurés et peut entraîner la cécité. Peu de données sont disponibles sur le coût associé à la prise en charge de la rétinopathie lors du séjour de naissance puisque ce coût comprend la rétinopathie mais également de nombreux autres facteurs dont la prématurité. Afin d'estimer le coût associé à la rétinopathie (tarifs T2A), l'ensemble des séjours de naissance des prématurés (âge gestationnel < 37 SA) de 2018 ont été extraits du Programme de médicalisation des systèmes d'information (PMSI) ; soit 49 311 séjours dont 493 avec rétinopathie. Les prématurés ayant une rétinopathie ont été appariés à l'aide d'un score de propension à des prématurés ne présentant pas de rétinopathie mais avec des valeurs similaires en termes de niveau de prématurité (moyenne, grande, très grande), de poids de naissance, d'infections, d'anomalies et de malformations à la naissance (21 facteurs considérés). L'association entre le coût et la rétinopathie a été estimée par un modèle GEE négative binomial sur les données appariées. Le coût attribuable à la rétinopathie a été estimé à partir des résultats du modèle et l'intervalle de confiance (IC) par Bootstrap. Au final, 492 prématurés avec rétinopathie ont pu être appariés à 492 prématurés sans rétinopathie ; 72,6 % des prématurés avec rétinopathie et 71,5 % des prématurés sans rétinopathie présentaient une très grande prématurité (contre 3,7 % pour les prématurés sans rétinopathie avant appariement). Le coût moyen d'un prématuré avec rétinopathie était multiplié par 1,44 (IC à 95 % : 1,36–1,52) par rapport à un prématuré similaire sans rétinopathie. Dans le coût moyen de 67 793 euros d'un prématuré avec rétinopathie, on estimait à 20 723 euros (IC à 95 % :17 308–24 110) la part attribuable à la rétinopathie. Le coût attribuable à la rétinopathie pendant le séjour de naissance est important chez les prématurés. La rétinopathie pouvant être dépistée également dans les mois suivant la naissance, il serait intéressant d'étudier les séjours suivant la naissance.