Revues systématiques de la littérature sur le clipping et le coiling des anévrismes intracrâniens non rompus

Neurochirurgie 58 (2012) 132–139

Disponible en ligne sur

www.sciencedirect.com

Rapport 2012 : Anévrismes intracrâniens : clip ou coil

Revues systématiques de la littérature sur le clipping et le coiling des anévrismes intracrâniens non rompus M. Kotowski a , O. Naggara b , T.E. Darsaut c,d , J. Raymond d,∗ a

Département de neurochirurgie, centre hospitalier universitaire vaudois, 1011 Lausanne, Suisse Inserm UMR 894, université Paris-Descartes, Sorbonne Paris-Cité, hôpital Sainte-Anne, 75674 Paris, France Division de neurochirurgie, département de chirurgie, hôpital de l’université de l’Alberta, centre des sciences de la santé Mackenzie, Edmonton, T6G 2B7, Alberta, Canada d Département de radiologie, hôpital Notre-Dame, centre hospitalier de l’université de Montréal, pavillon Simard, suite Z12909, 1560 Sherbrooke Est, Montréal, Québec, H2L 4M1, Canada b c

i n f o

a r t i c l e

Historique de l’article : ´ 2012 Rec¸u le 10 fevrier ´ 2012 Accepté le 13 fevrier Mot clé : Anévrisme intracrânien

r é s u m é Contexte et objectif. – Le traitement le plus approprié des anévrismes non rompus demeure un sujet de controverse. Une estimation précise de la morbidité et de l’efficacité de chaque type de traitement est une information présumée nécessaire pour guider les choix thérapeutiques. Méthodes. – On rapporte les résultats de deux revues systématiques de la littérature, des séries de cas et des études épidémiologiques concernant la morbidité et l’efficacité du clipping chirurgical et du traitement endovasculaire des anévrismes non rompus récemment publiées. Une analyse critique de la qualité méthodologique des études disponibles et de la fiabilité des résultats est suivie d’une évaluation de la logique de ce type de recherche clinique sur les anévrismes non rompus. Résultats. – On a trouvé chez 692 des 9845 patients des résultats non favorables, incluant la mort, à un an après le clipping chirurgical (moyenne 6,7 % ; IC à 99 % : 4,9–9,0 %). Des résultats défavorables après traitement endovasculaire sont survenus chez 4,8 % (189/5044; IC à 99 % : 3,9–6,0 %). La localisation et la taille des anévrismes constituaient des facteurs de risque d’une évolution défavorable en cas de clipping, alors qu’aucun facteur de risque n’a atteint le seuil statistique significatif en cas d’embolisation. La qualité méthodologique des études incluses était faible en général. Les estimations des études épidémiologiques montraient des taux de morbidité plus élevés que les revues de séries de cas. L’efficacité à long terme n’a pu être évaluée sur les données de la littérature pour aucun des deux traitements. Toutes ces études tentent de répondre à des questions jamais proprement posées. Conclusion. – Les résultats des revues systématiques et des études observationnelles ne devraient servir qu’à l’élaboration d’hypothèses pour des essais cliniques contrôlés. © 2012 Publié par Elsevier Masson SAS.

1. Introduction La prise en charge des patients porteurs d’anévrismes intracrâniens non rompus (AINR) continue de confondre la communauté neurovasculaire. La diffusion toujours plus large de l’imagerie non invasive fait découvrir de plus en plus d’AINR, aujourd’hui les lésions les plus fréquemment traitées dans les centres neurovasculaires (Huang et al., 2011). Si l’étude International Subarachnoid Aneurysm Trial (ISAT) a changé l’histoire récente de la neurochirurgie vasculaire, aucune étude n’a comparé les rôles respectifs du clipping chirurgical et du traitement endovasculaire dans la prise en charge des AINR (Molyneux et al., 2002 ; Molyneux et al., 2005). Le traitement préventif des anévrismes fortuits reste controversé (Raymond et al., 2006). Une certaine logique propose de

∗ Auteur correspondant. Adresse e-mail : [email protected] (J. Raymond). 0028-3770/$ – see front matter © 2012 Publié par Elsevier Masson SAS. doi:10.1016/j.neuchi.2012.02.017

faire reposer la prise de décision thérapeutique sur l’évaluation, à l’échelle individuelle, du risque du traitement et du risque de rupture, en fonction des caractéristiques propres au patient et à l’anévrisme. Si cette logique ne répond pas aux critères de la médecine basée sur les faits, une meilleure connaissance de la morbidité associée au traitement, et l’identification des facteurs de risque pour chaque forme de traitement sont perc¸ues comme utiles aux décisions cliniques, au conseil des patients, et à un consentement plus éclairé (Raymond, 2009). Nous verrons que la mise en évidence de facteurs de risque d’évolution clinique défavorable après traitement se justifie plutôt parce qu’elle permettrait l’élaboration d’hypothèses raisonnables nécessaires à la réalisation d’essais cliniques comparatifs. Notre équipe a récemment proposé des revues systématiques et des méta-analyses sur le traitement endovasculaire (TEV) (Naggara et al., 2010) et le clipping chirurgical des AINR. Nous proposons ici de résumer les résultats et d’examiner la qualité des publications et les problèmes méthodologiques de ces études. Nous mettons

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également en perspective ces résultats avec ceux d’études épidémiologiques récentes. Les principaux facteurs de risque impliqués dans les résultats défavorables des traitements seront résumés, en complétant nos données par d’autres sources issues de la littérature. Nous insisterons sur les problèmes logiques qui minent les tentatives de tirer des inférences valides à partir de ce matériel.

2. Résumé des revues systématiques sur le clipping chirurgical et le traitement endovasculaire des anévrismes intracrâniens non rompus Nous avons élaboré des protocoles détaillés avant d’effectuer des revues selon les directives de la Cochrane Collaboration. Nous avons étudié la littérature sur le traitement par coil des anévrismes non rompus de janvier 2003 à juillet 2008. Après le coiling, 59 des 5044 patients (1,2 %) sont décédés (moyenne 2,0 % ; IC 99 % : 1,5–2,6 % ; valeur Q = 38,2 ; I2 = 0 %) en cours de procédure ou dans le mois suivant. La morbi-mortalité était rapportée chez 189 patients (4,8 %, [IC à 99 % : 3,9–6,0 % ; valeur Q = 84,4 ; I2 = 17,1 %]). L’âge, la localisation et la taille de l’anévrisme considérés comme variables continues n’ont pas influencé l’évolution. Les résultats angiographiques immédiats ont montré une occlusion satisfaisante dans 86,1 % des AINR (2660 sur 3089). Des récidives sont apparues chez 321 (24,4 %) des 1316 patients suivis de 0,4 à 3,2 ans. Le retraitement avait été effectué chez 9,1 % (166 des 1699) des patients (IC à 99 % : 6,2–13,1 %). Le risque annuel de saignement après TEV était de 0,2 % (9 sur 1395, IC à 99 % : 0,1–0,3 %), mais le suivi clinique a été de courte durée, limité à six mois pour 76,7 % des 1071 patients rapportés. Une revue systématique des études publiées de janvier 1990 à avril 2011 sur le clipping chirurgical des AINR a été réalisée, identifiant 9845 patients. Un décès était rapporté chez 157 des 9845 patients (1,7 % ; IC à 99 % : 0,9 %–3,0 % ; valeur Q : 337,8 ; I2 = 82,2 % ; p[het] < 0,001). La morbi-mortalité était rapporté chez 692 patients (6,7 % ; IC à 99 % : 4,9 %–9,0 % ; valeur Q : 401,5 ; I2 = 85,1 % ; p[het] < 0,001). La taille de l’anévrisme et sa topographie postérieure étaient les deux principaux facteurs de risque identifiés : les patients atteints d’anévrismes de la circulation postérieure avaient un RR de 4,13 (IC à 99 % : 2,25–7,59) d’une évolution défavorable par comparaison aux anévrismes de la circulation antérieure. Les malades avec des anévrismes supérieurs ou égaux à 10 mm avaient un RR de 3,48 (IC à 99 % : 1,35–8,93) d’une évolution défavorable par comparaison aux petits anévrismes (p < 0,0001). La comparaison du groupe des patients âgés de plus de 55 ans à celui des patients de moins de 55 ans n’a pas montré de différences (p = 0,19, RR = 2,64 [IC à 99 % : 0,4–17,76]). Il n’y avait pas de données sur l’efficacité de l’occlusion de l’AINR pour 82,2 % des anévrismes clippés, ces informations étant disponibles dans seulement 24 publications (40 %). Parmi ces dernières, cinq affirmaient que tous les anévrismes étaient complètement occlus sans plus de précision. Neuf études (15 %) définissaient l’occlusion complète ou incomplète. Il n’y avait aucune donnée sur le suivi à long terme en imagerie. Les 19 publications (32 %) restantes (1793 patients ; 2180 anévrismes) rapportaient des données d’imagerie pour 1969 examens postopératoires ; on notait que 91,8 % (IC à 99 % : 90–93,2 %) des anévrismes étaient complètement occlus. Un collet résiduel était présent dans 3,9 % des cas (IC à 99 % : 2,9–5,2) et un reliquat anévrismal dans 4,3 % (IC à 99 % : 3,3–5,7 %). Il n’y avait pas de données fiables concernant l’efficacité clinique (prévention de l’hémorragie) à long terme dans cette littérature.

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3. Problèmes méthodologiques Plusieurs difficultés méthodologiques se sont posés lors de cette démarche de revue systématique. Nous nous limiterons à des commentaires généraux sur ces difficultés et nous sélectionnerons certains points pertinents à notre sujet d’étude, les anévrismes non rompus. La revue systématique est une tentative de résumer les connaissances sur un problème particulier en recueillant et en combinant des données à partir d’études publiées. Elle doit être distinguée de la revue narrative, qui se rapproche plus d’une histoire racontée par des experts qui sélectionnent certains articles afin d’étayer leur propos. La revue systématique se veut une entreprise plus objective et exhaustive, saisissant toutes les études disponibles, à l’aide d’une stratégie d’investigation électronique prédéfinie et reproductible, de grandes bases de données de la littérature médicale, généralement complétée par une recherche manuelle. Il existe deux étapes essentielles pour toute revue : l’une est d’identifier les études qu’on va retenir pour l’analyse, l’autre est d’extraire les données de ces études. Une revue systématique est souvent, mais pas toujours, suivie d’une méta-analyse, qui est un modèle statistique combinant les données en vue de fournir une « estimation » chiffrée plus parlante, plus exacte et plus précise, basée sur un effectif plus large, du phénomène observé. La revue systématique recherche un niveau d’évidence élevé. Elle concerne généralement la mise en commun des données d’essais cliniques randomisés (ECR). Réaliser une revue systématique d’études de moindre qualité, comme les études observationnelles est une initiative plus controversée. Nous avons tout de même tenté de recueillir et d’analyser toutes les informations disponibles sur le clipping et le TEV selon les mêmes critères prédéfinis, tels que la qualité de l’étude et la disponibilité des données de l’évaluation clinique. Une différence entre la revue systématique sur le clipping et celle sur le TEV est que, pour être inclue dans cette dernière, un critère d’inclusion était l’évaluation de l’efficacité clinique et angiographique, qui devait être décrite dans l’étude. Nous n’avons pas retenu ce critère pour les études sur le clipping, parce que cela aurait éliminé une majorité (60 %) de celles-ci. Une des difficultés communes aux deux revues était le grand nombre d’études qui ne séparaient pas les résultats du traitement des anévrismes rompus de ceux concernant le traitement des AINR. Pour cette raison, nous avons exclus 105 études concernant 10 759 patients de la revue concernant le clipping. Les études sur le TEV étaient plus nombreuses : une période de cinq ans a suffi pour recueillir 101 articles, alors qu’il a fallu 20 ans pour rassembler 60 articles sur le clipping. Un point important, souvent difficile à appréhender pour le clinicien consiste dans le fait qu’une méta-analyse ne consiste pas en la simple addition des observations passées (le nombre de décès postopératoires [59] divisé par le nombre total de patients [5044] ou 1,2 %, par exemple), mais propose un modèle statistique qui tente de circonscrire une estimation du taux de mortalité postopératoire d’une population théorique (moyenne EAP 2,0 % (IC à 99 % : 1,5–2,6 %), chaque étude fournissant un estimé d’un petit échantillon aléatoire de tous les patients virtuels avec AINR (Naggara et al., 2010). Techniquement, le modèle attribue à chaque étude un poids relatif dans le calcul de l’estimation. On peut utiliser deux modèles selon le degré d’hétérogénéité entre les études incluses, un modèle à effets fixes et un modèle à effets aléatoires. En général, les modèles à effets fixes sont utilisés lorsqu’il y a peu d’hétérogénéité entre les études, auquel cas on attribue aux grandes études un poids relatif plus élevé qu’aux plus modestes cohortes. Les modèles à effets aléatoires sont plus appropriés en présence d’une hétérogénéité importante ; le modèle attribue alors un poids relatif plus important que dans le modèle fixe aux petites cohortes de patients. Les intervalles de confiance sont plus larges avec ce modèle aléatoire. Une incertitude demeure à savoir si ces modèles, conc¸us

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Tableau 1 Résumé de la littérature sur le devenir des anévrismes intracrâniens après clippage et traitement endovasculaire. Caractéristiques des études Premier auteur

Nombre de patientsa

Morbidité

Mortalité

Morbidité

Mortalité

Incluant mortalité : 4,8 %

1,2 %

Période d’inclusion

Morbidité chirurgicale telle que définit par les auteurs Toute morbidité précédant la chirurgie

1966–1992

Anévrismes non rompus

733

4,1 %

1,0 %

1966–1996

Anévrismes non rompus

2460

10,9 %

2,9 %

mRs > 2, GOS < 4

2003–2008

Anévrismes non rompus

5044

mRs > 2, GOS < 4

1990–2011

Anévrismes non rompus

9845

Incluant mortalité : 6,7 %

1,7 %

Décès, mRS 3–5, ou atteinte cognitive

1991–1998

Anévrismes non rompus

2368

13,3 %

2,2 %

9,1 %

2,0 %

Mortalité hospitalière

1987–1993

Anévrismes rompus et non rompus

15 376

Étude de population

mRS au congé

1994–1997

Anévrismes non rompus

2612

18,5 %

Anévrismes rompus : 7–16 % Anévrismes non rompus : 3–11 % 2,3 %

10,6 %

0,4 %

Étude base sur la population (OSHPD database)

Morbidité hospitalière, congé en réadaptation pour patients ne provenant pas de la réadaptation, congé autre qu’à la maison

1990–1998

Anévrismes non rompus

2069

21,90 %

3,50 %

9,20 %

0,50 %

Résultats pour les deux interventions Morbidité Mortalité

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Résultats coiling

Définition de la morbidité

Type d’étude

Revues systématiques et méta-analyses Meta-analyse King et al. (US ; 1994)b (King et al., 1994) Raaymakers Meta-analyse et al. (Netherland;, 1996) (Raaymakers et al., 1998) Meta-analyse Naggara et al. (Canada; 2010) (Naggara et al., 2010) Meta-analyse Kotowski et al. (Kotowski, Naggara et al., notre étude – doi:10.1016/j.neuchi.2012.02.017) Registres Registre ISUIA (US ; 2003) (Wiebers, 2003) Études de population Étude de Solomon et al. (US ; population 1996) (base de données (Solomon SPARCS) et al., 1996)

Johnston et al. (US ; 1999) (Johnston et al., 1999) Johnston et al. (US ; 2001) (Johnston et al., 2001)

Résultat clipping

Tableau 1 (Suite) Caractéristiques des études Premier auteur

Résultats coiling

Nombre de patientsa

Morbidité

Mortalité

Morbidité

Mortalité

Résultats pour les deux interventions Morbidité Mortalité

44,40 %

21,30 %

Anévrismes rompus : 24,8 % Anévrismes non rompus : 11,9 % –

Anévrismes rompus : 26,2 % Anévrismes non rompus : 3,8 % –

–

–

Type d’étude

Définition de la morbidité

Période d’inclusion

Barker et al. (US ;2003) (Barker et al., 2003)

Étude de population (base de données SPARCS)

1996–2000

Anévrismes non rompus

3498

16,1 %

2,1 %

Berman et al. (US ; 2003) (Berman et al., 2003) Cowan et al. (US ; 2003) (Cowan et al., 2003)

Étude de population (base de données SPARCS) Étude de population (base de données NIS)

Morbidité hospitalière, congé en hébergement spécialisé et autre qu’à la maison Morbidité hospitalière, congé autre qu’à la maison Morbidité hospitalière

1995–2000

Anévrismes rompus et non rompus

5963

–

–

–

–

1995–1999

Anévrismes rompus et non rompus

12 023

Barker, 2nd et al., 2004 (US ; 2004) (Barker et al., 2004) Britz et al. (US ; 2004) (Britz et al., 2004)

Étude de population (base de données SPARCS)

Morbidité hospitalière, congé en soins de courte ou longue durée

1996–2000

Anévrismes non rompus

3919

16,3 %

Admission en urgence : 12,2 % Admission : 6,6 % 2,1 %

7,4 %

1,7 %

Étude de population (base de données CHARS)

Mortalité à 30 jours

1987–2001

Anévrismes rompus et non rompus

4619

Qureshi et al. (US ; 2005) (Qureshi et al., 2005)

Étude de population (base de données NHDS)

Morbidité hospitalière, congé en soins de courte ou longue durée

1986–2001

Anévrismes rompus et non rompus

436 109

Higashida et al. (US ; 2007) (Higashida et al., 2007)

Étude de population

1998–2000

Anévrismes non rompus

2535

11,5 %

Andaluz et al. (US ; 2008) (Andaluz et Zuccarello, 2008)

Étude de population

Morbidité hospitalière, congé en réadaptation pour patients ne provenant pas de la réadaptation, congé autre qu’à la maison Morbidité hospitalière, congé autre qu’habituel

1993–2000

Anévrismes rompus et non rompus

506 040

37,73–31,23 %c 6,08–10,8 %c

Anévrismes rompus : 13,4 % Anévrismes non rompus : 5,5 %

2,5 %

6,6 %

0,9 %

16,59–26,89 % 4,5–8,12 %

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Résultat clipping

135

M. Kotowski et al. / Neurochirurgie 58 (2012) 132–139

Incluant mortalité : 10,3–12,3 %

0,6 % 4,9 %

c

Pour les études de population, le nombre de patients correspond aux nombres d’enregistrement dans la base de données. Origine de l’étude et date de publication entre parenthèses. Intervalle, morbidité et mortalité calculées par an. a

b

Incluant mortalité : 23,7–28,3 % 9712 Morbidité hospitalière, congé autre qu’à la maison Étude de population (base de données SPARCS)

1995–2007

Anévrismes non rompus

14,0 % Étude de population

Brijinkjii et al. (US ; 2011) (Brinjikji et al., 2011) Zacharia et al. (US ; 2011) (Zacharia et al., 2011)

2001–2008

Anévrismes non rompus

64 043

1,2 %

0,6 % 3,6 % 13,5 % 2000–2006

Morbidité hospitalière, congé en réadaptation, congé autre qu’à la maison and other than home Morbidité hospitalière, Congé en soins de longue durée Étude de population Alshekhlee et al. (US ; 2010) (Alshekhlee et al., 2010)

Caractéristiques des études Premier auteur

Tableau 1 (Suite)

Type d’étude

Définition de la morbidité

Période d’inclusion

Anévrismes non rompus

7236

1,6 %

Mortalité Morbidité Mortalité Morbidité Nombre de patientsa

Résultat clipping

Résultats coiling

Résultats pour les deux interventions Morbidité Mortalité

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pour estimer la taille de l’effet thérapeutique dans les ECRs, sont appropriés pour l’évaluation des taux de complications obtenus à partir d’études observationnelles. Le type de modèle choisi n’a eu aucun impact sur l’estimation de la morbi-mortalité du TEV. En revanche, pour la revue du clipping, les deux modèles ont donné des estimations très différentes, par exemple de la mortalité (effets fixes : 4,0 %, IC à 99 % : 3,2–4,8 % ; effets aléatoires : 1,6 %, IC à 99 % : 1,1–2,6 %). Est-ce que l’estimé du modèle fixe (3,2–4,8 %) est réellement plus prudent que celui du modèle aléatoire (1,1–2,6 %) ? Certaines études avaient des poids relatifs cinq à neuf fois plus grands si on se servait du modèle fixe plutôt que du modèle aléatoire. En outre, le biais de publication (l’asymétrie dans la collection de points, en bas et à gauche du graphe en entonnoir) était moins apparent avec le modèle aléatoire qu’avec le modèle fixe. Ce point peut être important, puisque le biais de publication peut probablement expliquer une bonne partie de la différence entre notre estimation de la morbidité globale et celle décrite dans les études épidémiologiques (Tableau 1 ). La méta-analyse sur le clipping a montré une hétérogénéité significative dans la distribution des taux de morbidité (valeur Q : 401,5 ; I2 = 85,1 % ; p(het) < 0,001) et de mortalité (valeur Q : 337,8 ; I2 = 82, 2 % ; p(het) < 0,001). Le grand éventail de résultats s’explique généralement par la diversité des pratiques cliniques et de la sélection des patients. En outre, de nombreuses séries étaient dédiées à un sous-groupe particulier (anévrismes géants, patients âgés). Par ailleurs, le nombre moyen de patients par étude était petit (164 patients), et pourrait ne pas être représentatif de l’ensemble des malades réellement traités durant la même période, peut-être mieux représenté dans les enquêtes nationales d’activité (Brinjikji et al., 2011a,b). Peut-être essayons-nous de reconstruire un cassetête géant en faisant la moyenne des taches de couleur d’une fraction inconnue de tous les morceaux, ce qui n’est pas vraiment la meilleure fac¸on de saisir l’ensemble.

4. La qualité des études et des données En général, la qualité de la littérature rassemblée dans ces revues systématiques était médiocre. La valeur moyenne du score de qualité méthodologique des études concernant le TEV était de 12,3 ± 3,3 (médiane de 12 sur un maximum potentiel de 28) (Naggara et al., 2010). Alors qu’une comparaison directe est impossible, une aussi mauvaise qualité caractérisait la plupart des études sur le clipping des AINR. Le score moyen des compte-rendus était de 8,9 ± 2,9 sur l’échelle STROBE (Vandenbroucke et al., 2007 ; von Elm et al., 2007) (médiane : 8, intervalle : 6–19 ; maximum potentiel de 22). Les études de bonne qualité (19–26 points) rapportaient un taux de résultats défavorables significativement plus élevé après le clipping (9,9 ; 4,9–19) que les études de moindre qualité (6,1 ; 4,2–8,7 ; p < 0,0001). Il existe plusieurs variables de confusion potentiels ici : six des neuf études (67 %) faisant rapport de 2500 des 2704 patients (92,5 %) qu’on évaluait « études de bonne qualité » provenaient des États-Unis, tandis que 19 des 59 études (32 %) rapportant 2401 des 7141 (33,6 %) patients qu’on cotait « études de qualité médiocre » avaient aussi été réalisées aux États-Unis. Donc les études nord-américaines étaient aussi associées à des résultats moins favorables : (Amérique du Nord, 9,4 % [5,9–14,6 %] ; Europe, 4,5 % [2,4–8,4 %] ; Asie, 5,2 % [3,1–8,6 %] ; p < 0,0001). D’autres variables confondantes peuvent peut-être inclure le clipping plus fréquent de petits anévrismes en Asie et en Europe, un biais de sélection différent pour le coiling et le clipping, et des modèles de pratique dans quelques grands centres versus un grand nombre de centres possédant moins d’expérience (Brinjikji et al., 2011a,b). Les essais randomisés étaient rares ; aucun ne concernait la question de recherche pertinente à la revue systématique ; la

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plupart des études étaient rétrospectives, unicentriques, observationnelles avec autoévaluation des résultats cliniques. La littérature souffrait de biais de publication et de sélection, les rapports de résultats cliniques n’étaient pas standardisés, et le suivi était de courte durée et incomplet, avec peu de données d’efficacité sur la prévention des ruptures. Si de nombreux rapports sur le traitement par embolisation tentaient de saisir des données concernant l’efficacité, en utilisant des données de suivi angiographique, il n’existe pas dans la littérature de support à la supériorité supposée en termes d’efficacité à long terme du clipping, ce qui illustre sans doute notre tendance à ne pas examiner avec rigueur ce qui fait l’objet d’une croyance générale. Des propositions afin d’améliorer et de standardiser le contenu des études observationnelles ont été formulées (Meyers et al., 2009). Cependant, nous demeurons sceptiques qu’une telle amélioration puisse être utile. Dans la plupart des études, les auteurs insistent particulièrement sur le fait que les patients ont été soigneusement sélectionnés, souvent après une réunion de consultation multidisciplinaire, ou que le choix de la technique s’est imposé par défaut, parce que la technique alternative avait été jugée inappropriée, pour chaque patient, par l’expert concerné. 5. Revues et études épidémiologiques sur les AINR Le Tableau 1 résume les résultats des revues systématiques du clipping et du TEV, ainsi que les enquêtes nationales concernant le traitement des AINR. Les estimations de la mortalité postopératoire sont plutôt similaires, tandis que la morbidité, mesurée par un critère d’évaluation indirect (destination post opératoire différente du domicile), est systématiquement plus élevée dans les études basées sur les enquêtes nationales que dans les méta-analyses. Les divergences étaient plus marquées pour le traitement par clip des AINR. Toutes les études populationnelles ont été réalisées aux États-Unis, pays où on a trouvé un plus haut taux de morbidité chirurgicale dans notre revue systématique (9,4 % [5,9–14,6 %]). Plusieurs enquêtes nationales américaines ont mis l’accent sur le taux plus élevé de morbidité observé dans les centres à faible volume (Brinjikji et al., 2011a,b ; Johnston et al., 1999 ; Solomon et al., 1994). Les biais de référence et de publication expliquent probablement ce qui reste de différence, puisque les séries de cas sont en général publiées par des centres à haut volume, avec une morbidité rapportée de l’ordre de 11 % (Brinjikji et al., 2011a,b). Cet estimé est maintenant proche de celui trouvé dans la revue systématique (9,4 % [5,9 %–14,6 %]). 6. Revue des facteurs de risques chirurgicaux et endovasculaires 6.1. L’âge L’âge élevé est généralement considéré comme un facteur de risque important de morbi-mortalité après traitement d’un AINR (Wiebers, 2003 ; Pierot et al., 2008 ; Brinjikji et al., 2011a,b). Il peut donc paraître surprenant que la mise en commun des données de la littérature n’aient pas confirmé cette tendance, tant pour le clipping que pour le TEV (Naggara et al., 2010). Toutefois, les études de sous-groupe sur l’âge des patients manquaient de puissance statistique, cette information étant peu fournie dans les études incluses. Ainsi, pour le clipping, l’évolution clinique stratifiée par l’âge des patients n’était décrite que pour 526 des 9802 patients. Quatre articles consacrés aux patients âgés, trois du Japon, un des États-Unis, présentaient des résultats pour 383 patients : la morbidité variait de 3,1 % (Kashiwagi et al., 2000) à 16,7 % (Chung et al., 2000) et la mortalité de 0 % (Inagawa et al., 1992) à 5,2 % (Kashiwagi et al., 2000). Chez les patients âgés, Kashiwagi et al. (2000) ont

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montré que la taille de l’anévrisme (Fo = 5,777, p < 0,05) et la localisation (Fo = 5,4699, p < 0,05) étaient associées à des résultats défavorables. Hauck et al. (2008) ont montré que l’âge était un facteur de risque dans le groupe des anévrismes larges et géants de la circulation antérieure. Le rapport de cotes (RC) pour de mauvais résultats avec l’âge supérieur ou égal à 50 ans était de 10,90 (IC à 95 % : 2,2–53 %, p = 0,003). L’âge s’est avéré être un prédicteur significatif du résultat dans l’analyse multivariée de cette étude (p = 0,02). En revanche, Orz et al. (2000) ne montrent pas un effet statistiquement significatif de l’âge sur l’évolution, dans une cohorte de 310 patients. Alors que l’âge n’était pas un prédicteur significatif de mauvais résultats à la revue systématique sur le traitement par coil, les registres de l’étude ATENA (Pierot et al., 2008) et de International Study of Unruptured Intracranial Aneurysms (ISUIA) (Wiebers, 2003) et une récente étude de population (Brinjikji et al., 2011a,b) ont montré que l’âge > 60 était un facteur de risque d’évolution défavorable (RR : 2,0, IC à 95 % : 1,1–3,6). Wermer et al. (2007) rapportent dans leur méta-analyse mise à jour sur l’histoire naturelle des AINR un RR de rupture pour les patients âgés de 60 à 79 ans de 2,0 (IC à 95 % : 1,1–3,7 %) (Wermer et al., 2007). 6.2. Localisation La morbi-mortalité du traitement chirurgical des anévrismes de la circulation antérieure était de 5,7 % (IC à 99 % : 2,3–13,3 %), et de 15,6 % (IC à 99 % : 7,4–30,1 %) pour ceux de la circulation postérieure (RR = 4,13 ; IC à 95 % 2,25–7,59 ; p = 0,001). Plusieurs études observationnelles ont indiqué une augmentation des risques pour les anévrismes de circulation postérieure. Wiebers et al. ont montré dans le registre ISUIA que la localisation postérieure était associée à une évolution défavorable plus fréquente que la localisation antérieure (RC : 2,6 ; IC à 95 % : 1,1–2,4 ; p = 0,025) (Wiebers, 2003). Les anévrismes de la circulation postérieure supérieurs à 13 mm étaient associés à un risque encore deux fois supérieurs. Plusieurs études monocentriques retrouvent ce lien entre localisation postérieure et surcroit de risque en cas de clipping (Khanna et al., 1996 ; Ogilvy et Carter, 2003 ; Orz, Hongo et al., 2000). Quatre publications consacrées au clipping des AINR de la circulation postérieure (Rice et al., 1990 ; Steinberg et al., 1993 ; Redekop et al., 1997 ; Lozier et al., 2004) ont montré une morbi-mortalité allant de 4,2 à 23,9 %. Pour le TEV, la localisation postérieure n’était pas un facteur de risque statistiquement significatif (prédéfini comme p = 0,01) d’évolution défavorable par comparaison aux anévrismes antérieurs (RR = 2,3 ; IC à 95 % : 0,3–17 ; p = 0,03) (Naggara et al., 2010), en contradiction avec, par exemple, le registre ISUIA, qui décrit un risque relatif doublé (RR = 2,25 ; IC à 95 % : 1,1–4,4). La localisation de l’anévrisme n’est pas signalée dans les bases de données de sortie de l’hôpital et ne pouvait donc pas être incluse dans des études épidémiologiques. 6.3. Taille L’étude ISUIA a rapporté qu’un diamètre de l’anévrisme supérieur à 12 mm était associé à une morbi-mortalité chirurgicale plus élevée (RR 2,6 % ; IC à 95 % 1,8–3,8 ; p < 0,0001) (Wiebers et al., 2003). Cet effet a été observé tant pour les anévrismes de la circulation antérieure que postérieure. Ogilvy et al. (2003) et Khanna et al. (1996) ont rapporté que la taille des anévrismes était un factuer de risque significatif avec un RC de 1,13 % (IC à 95 % : 1,1–1,7 % ; p = 0,001) et un RC de 1,064 (p = 0,01), respectivement. Dans notre revue des risques du clipping, la morbi-mortalité augmentait également avec les dimensions de l’anévrisme avec des chiffres de morbi-mortalité de 20,5, 10,8 et 3,3 % pour les anévrismes géants, larges et petits. Dans une série de cas japonaise, la morbi-mortalité

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Tableau 2 Facteurs de risque de ruptures ou de complications du traitement. Citation

Âge (années)

Taille

Localisation postérieure

Histoire naturelle (Wermer et al., 2007) Natural history RR (99% CI)

≥ 60 2,0 (1,1–3,7)

> 5 mm 2,3 (1,0–5,2)

2,5 (1,6–4,1)

Meta-analyse de la chirurgie(Kotowski, communication personnelle 2011) RR (99% CI)

> 55 2,64 (0,40–17,67) p = 0,13

Large > 10 mm vs petit 3,48 (1,35–8,93) p < 0,0001

4,13 (2,25–7,59) p < 0,0001

Meta-analyse du traitement endovasculaire (Naggara et al., 2010) RR (99% CI)

> 66 4,1 (1,6–10,3) p = 0,003

Large > 10 mm vs petit 2,83 (0,81–9,91) p = 0,03

2,30 (0,31–16,98) p = 0,28

était de 19,5 % pour les anévrismes supérieurs à 15 mm, de 3,7 % en dec¸à (p < 0,005) (Orz et al., 2000). En revanche, il ne semble pas y avoir de lien entre taille de l’anévrisme et morbi-mortalité dans le TEV (Naggara et al., 2010). La taille de l’anévrisme est le facteur de risque le plus fréquemment signalé dans les études d’histoire naturelle (Wiebers, 2003 ; Wermer et al., 2007). 7. Mesures d’efficacité Une facette indispensable à l’adoption éventuelle d’un traitement préventif non dénué de morbi-mortalité est son efficacité. Alors que l’efficacité à long terme du TEV est toujours remise en question, personne ne semble douter de l’efficacité du traitement par clip. Une démonstration objective que l’exclusion de l’AINR par clipping chirurgical est plus durable que par le TEV est, de fac¸on surprenante, impossible à retrouver dans la littérature. Dans le suivi du groupe chirurgical d’ISUIA, qui n’est toujours pas publié, une hémorragie est survenue chez 14 des 1917 patients traités, soit 0,7 % de la population et un risque annuel de 0,085 % par an (16 544 patients-années) (Torner et al., 2008). 8. Une logique à réexaminer Quelle est la meilleure fac¸on de prendre en charge les patients porteurs D’AINR ? On mentionne communément que « la prise en charge des patients porteurs d’un anévrisme non rompu de découverte fortuite nécessite une connaissance précise de l’histoire naturelle de ces lésions » qui devrait être comparée aux « risques de leur traitement » (Wiebers, 2003 ; Higashida et al., 2007). Cette déclaration est intuitivement séduisante, mais la logique qui soustend cette comparaison contient des erreurs fondamentales. Le premier problème est que les risques immédiats de l’intervention et les risques à long terme de rupture (avec ou sans traitement) sont des « concepts » très différents aux dimensions distinctes : l’un est une estimation ponctuelle des risques de complications au moment du traitement, tandis que l’autre est une estimation de l’efficacité, la pente d’une courbe de survie sur une longue période. En fait, nous aurions besoin des évaluations de l’efficacité à long terme de chaque forme de traitement, comparant les courbes de survie sans rupture de Kaplan-Meir après traitement avec celles des patients pris en charge de fac¸on conservatrice. Certains auteurs ont tenté de contourner le problème avec des méthodes virtuelles, à l’aide de modélisations de Markov, pondérant l’impact de la morbidité et de la mortalité initiales, combinées à des spéculations concernant l’efficacité, pour arriver à donner un sens à cette « comparaison » (Greving et al., 2009). Mais en présumant des taux de rupture qui devraient plutôt être étudiés objectivement, nous inventons plus que nous évaluons les avantages de nos interventions. En tentant de comparer « l’histoire naturelle » et le « risque de traitement », l’erreur logique est de comparer deux quantités qui ne sont pas comparables. Un deuxième problème est que les facteurs de risque qui ont été identifiés et l’estimation de leur ampleur viennent tous de

comparaisons au sein du groupe. Nous avons comparé, par exemple, les risques du TEV chez un patient âgé avec ceux chez un sujet jeune subissant la même intervention, ou les risques associés au clipping d’un petit anévrisme versus un grand anévrisme, alors que ce qui est nécessaire pour la prise de décision clinique est la comparaison entre groupes : par exemple, si les résultats sont meilleurs avec le traitement des gros anévrismes par clip ou celui par coil. Jusqu’à maintenant, nous n’avons donc pas fait les bonnes comparaisons. Si nous tenons tout de même à faire ce genre de comparaisons, nous aboutissons encore à une impasse : comme on peut le constater sur le Tableau 2, les mêmes facteurs de risque (l’âge, la taille, la localisation) et des RR relativement similaires réapparaissent pour chaque option de traitement. Le troisième problème fondamental est que tous les patients inclus dans les séries de cas, les revues et les études fondées sur la population ont soigneusement été sélectionnés pour chaque forme de traitement et les résultats ne peuvent pas être comparés de fac¸on valable. Le quatrième problème, dans la même foulée, est le plus important : tous les résultats ont été obtenus après qu’une décision clinique ait été prise. Les résultats de nos actions sont inévitablement et inextricablement enchevêtrés avec les raisons du choix d’une option de traitement plutôt que d’une autre (Byar, 1991). Il est absurde de chercher une base fiable pour prendre des décisions cliniques appropriées, en examinant les résultats de décisions cliniques qui ont été faites sans fondement pour des milliers de patients. Par conséquent, ce matériel ne peut être utilisé pour orienter des prises de décisions cliniques. Il est tout simplement impossible d’avoir une réponse fiable à une question qui n’a pas encore été posée.

9. Conclusion Les revues systématiques devaient fournir aux cliniciens des données fiables pour la prise de décision. Au terme de ce long processus, réalisé tant pour le clipping que pour le TEV, nous reconnaissons que si les spécialistes de la médecine neurovasculaire veulent apporter des réponses à ces questions cliniques fondamentales, le questionnement doit venir en premier ; alors seulement nous pourrons espérer obtenir des réponses valables. Les revues systématiques ne devraient servir qu’à l’élaboration d’hypothèses pour les essais cliniques (Darsaut et al., 2011 ; Raymond et al., 2011).

Déclaration d’intérêts J.R. et T.E.D. sont les investigateurs principaux de l’étude CURES, subventionnée par les instituts de recherche en santé du Canada (IRSC MOP-119554) et des études STAT et FIAT (nonsubventionnées). O.N. et M.K. n’ont aucun conflit à déclarer.

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