Télécharger le fichier pdf d’un mémoire de fin d’études
Risque de récidive à l’arrêt du traitement anticoagulant :
Après un premier épisode d’EP, une anticoagulation minimale de 3 à 6 mois est indiquée et recommandée par les sociétés savantes (11–14). La présence ou l’absence de facteurs de risque (FDR) identifiables de MTEV au diagnostic de l’épisode index (majeur ou mineur, intrinsèque ou extrinsèque, et leur caractère transitoire ou persistant), est ensuite le principal déterminant dans l’évaluation du risque de récidive thrombotique individuel, et doit guider la décision du clinicien dans la poursuite ou l’arrêt du traitement anticoagulant (Annexe 1). Ainsi, l’ISTH qualifie un facteur de risque comme « majeur » lorsque le risque de récidive 1 an après cet épisode est inférieur à 5% (15), permettant l’arrêt de l’anticoagulation.
Une méta analyse de 15 études prospectives et randomisées a montré que le risque de récidive après un facteur de risque transitoire majeur, et en particulier chirurgical (chirurgie avec anesthésie générale > 30 min, césarienne), était de l’ordre de 0,7 % à 2 ans (16), rejoignant rapidement le risque de récidive annuel de 0,2 % en population générale (17), et il est ainsi licite de stopper le traitement anticoagulant après la phase initiale de 3 à 6 mois.
A l’inverse, en cas de FDR persistant majeur tels qu’un cancer actif ou un syndrome des anti phospholipides (SAPL), le risque de récidive annuel est évalué respectivement à 24 % et 7,5 %, (18,19) et justifie la poursuite du traitement anticoagulant de façon non limité.
Enfin, pour plus de 50 % des patients, aucun facteur favorisant majeur transitoire ou persistant n’est retrouvé et l’épisode est alors considéré non provoqué (1). Dans une méta-analyse récente de Khan et al., qui regroupait 18 études randomisées ou prospectives et 7515 patients avec un 1er ETEV non provoqué ou associé à un facteur favorisant mineur transitoire, le risque de récidive cumulé était de 10 % la première année, 16 % à 2 ans, 25% à 5 ans et jusqu’à 36 % à 10 ans (20), avec une létalité de 4%. Il est ainsi également recommandé dans cette situation, sous réserve d’un risque hémorragique faible (< 3 % par an), un traitement anticoagulant de durée non limité (13,15).
Traitement anticoagulant, réduction du risque de récidive et risque hémorragique :
Après un ETEV non provoqué, la prolongation du traitement anticoagulant au-delà de la période initiale de 3 à 6 mois permet une réduction du risque de récidive de l’ordre de 80 % sous AOD et 90 % sous AVK (21,22). Cependant, plusieurs études ont montré que le traitement anticoagulant n’était que suspensif, que sa durée préalable ait été de 6, 12 ou 24 mois (23–25). Ces résultats ont été confirmés en 2015 dans l’étude française multicentrique PADIS-EP (26), appuyant les recommandations actuelles en faveur du choix entre une anticoagulation de durée courte (3 à 6 mois) ou non limitée (Figure 1 (14)).
Toutefois, cette anticoagulation de durée non limitée en cas d’EP non provoquée expose les 2/3 de patients qui n’auraient jamais récidivé (20,27) à un risque hémorragique non négligeable (20), avoisinant 16 % de risque de survenue à un horizon de 20 ans, en considérant un risque de complication hémorragique majeure de l’ordre de 0,5 % par an (17). En effet, dans une méta-analyse très récente de 27 études ayant inclus un total de 17 702 patients traités pour une durée > 6 mois après un épisode non provoqué, le risque de saignement majeur pour 100 personnes année était évalué à 1,74 sous AVK et 1,12 sous AOD, avec une incidence significativement plus élevée en cas d’âge > 65 ans, d’insuffisance rénale avec clairance < 50 ml par minute, d’ATCD de saignements, d’anémie ou encore d’utilisation concomitante d’antiagrégants plaquettaires (AAP) (28). Il apparait également que ce risque était significativement plus élevé sous AVK que sous AOD (21,22). Enfin, l’évaluation de la balance bénéfice risque d’une anticoagulation prolongée doit également tenir compte de la létalité en cas d’évènement hémorragique majeur ou de récidive ; le taux de décès après hémorragie sous anticoagulant (8,3 % sous AVK et 9,7 % sous AOD) étant 2 à 3 fois supérieur de celle d’une récidive thrombotique (3,5 et 4 %) (20,27,28).
Identification de sous-groupes à faible et haut risque de récidive :
Au vu de ces éléments, l’identification des FDR de récidive de MTEV est indispensable pour déterminer les sous-groupes de patients présentant des profils à faible risque de récidive (< 5 % voir < 3 % à 1 an) parmi les 2/3 de patients qui ne récidiveront pas, afin de ne pas les exposer au risque hémorragique d’une anticoagulation prolongée, et inversement.
Certains FDR ont été identifiés dans la littérature comme augmentant le risque de récidive, parmi lesquels : le sexe masculin (RR multiplié entre 1,5 et 3 en cas d’épisode non provoqué) (20,29,30), un IMC > 30 kg/m2 (RR multiplié par 1,6 [95 % CI, 1 – 2,4]) (31), un taux de Ddimères élevés à l’arrêt du traitement anticoagulant (RR multiplié entre 2 et 3) (32), l’existence d’un syndrome post-thrombotique (RR multiplié par 2,1 à 2,6 [95% CI, 1,2 – 5,9]) (27,33) et un ATCD personnel de MTEV (RR 1,71 [p < 0,01]) (34). La présentation proximale sous forme d’EP ou de TVP proximale est également associée à un risque 3 à 5 fois plus élevé en comparaison avec un épisode distal, ce risque semblant similaire entre EP et TVP proximale (25,35). Plus récemment la sévérité initiale de l’EP évaluée par échocardiographie ou élévation des biomarqueurs cardiaques dans une étude prospective de 417 patients atteints d’un premier épisode d’EP était associée à un risque de récidive majoré de 63 % (p = 0,043) (36), cette association étant également retrouvée dans une analyse post-hoc de l’étude PADIS-EP (37).
En ce qui concerne les thrombophilies, à l’exception du SAPL (38), du déficit en antithrombine (39) ou d’anomalies prothrombogènes combinées, elles ne semblent pas prédire un risque accru de récidive et influencent le plus souvent peu la poursuite ou l’arrêt du traitement anticoagulant (40,41). Dans une étude de cohorte prospective où 85 % des patients avaient été testés à la recherche d’une thrombophilie, les taux de récurrence d’ETEV à 2 ans ne différaient pas significativement entre les patients avec ou sans thrombophilie, y compris dans le sous-groupe des patients « non-provoqués » (p = 0,351) (42). Enfin, certains facteurs restent plus controversés, tels que l’âge avancé (37,43,44), ou la présence de FDRCV antérieurs (27,45,46).
Inversement, aucun des facteurs « protecteurs » pris isolément tel que le sexe féminin (29) ou un taux de Ddimères bas (47) ne semblait suffisant pour prédire à lui seul un risque de récidive < 3 % par an (48) et plusieurs scores de risque de récidive ont ainsi été dérivés à partir des facteurs favorisants individuels établis tels que les scores DASH (Ddimer, Age, Sex, Hormonal therapy) (49), Vienna-Riete actualisé (50) et Men continue and HERDOO2 (48) (Annexe 2). Seul le score HERDOO2 a été validé de manière prospective dans une large cohorte multinationale de 3155 patients et est actuellement recommandé pour identifier un groupe de femmes à faible risque de récidive chez lesquels le traitement anticoagulant pourrait être stoppé après la phase initiale (RR de 3 % en cas de score ≤ 1 contre 7,4 % en cas de score > 1) (51,52).
Cependant, ce score ne permettait d’identifier que moins de 50 % des femmes comme à faible risque de récidive, et tous les hommes étaient classés à haut risque, nécessitant une poursuite théorique du traitement anticoagulant. De plus, aucune donnée concernant la charge embolique apportée par l’imagerie n’était prise en compte ; et aucun de ces scores ne distinguait le risque de récidive en cas d’EP ou de TVP non provoquée individuellement, alors même que ce risque est fortement influencé par la présentation clinique initiale, les EP récidivant entre 2,5 et 3 fois plus souvent sous forme d’EP que les TVP proximale (53).
Obstruction pulmonaire, un élément de réponse ?
De nombreuses études ont aujourd’hui bien établi que l’occlusion vasculaire pulmonaire résiduelle (OVPR), dont la prévalence au décours d’une EP varie entre 20 et 50 % selon les études et la méthode diagnostique (54–56), était significativement associée à un risque accru de récidive. Dans une méta-analyse récente de 16 études ayant inclus 3472 patients avec OVPR évaluée entre 3 et 12 mois après l’épisode d’EP, l’OVPR était associée à un risque de récidive significativement augmenté avec un HR de 2,2 (IC 95 % 1,61 – 3,05) (57). L’association restait significative pour l’OVPR évaluée dans les 11 études ayant utilisé la scintigraphie comme méthode diagnostique avec un risque multiplié par 2,21 (IC 95% 1,63 – 3,01). En revanche, les 5 études ayant évalué l’OVPR par angio-TDM n’ont pas retrouvé de lien statistique entre l’obstruction et la récidive d’ETEV (OR 2,56, IC 95% 0,82 – 7,94) suggérant une meilleure sensibilité de la scintigraphie par rapport à l’angio-TDM à la phase chronique.
La quantification de l’obstruction vasculaire pulmonaire à la phase initiale (OVPI) de la prise en charge a initialement été calculée pour prédire la gravité d’une EP. Les premiers scores étaient angiographiques, comme le score de Miller (58). Avec le développement de l’angio-TDM, Qanadli et al. ont mis au point un score permettant le calcul de la charge embolique au décours d’une EP aigüe, en prenant en compte à la fois la localisation du caillot et la perfusion résiduelle (Annexe 3). Ce score était reproductible entre observateurs (r = 0,944, p < 0,0001), et bien corrélé au score angiographique (r = 0,904) (59). De manière similaire, le score de Meyer a été développé pour la scintigraphie de ventilation perfusion et était également bien corrélé au score de Miller (60). La quantification de l’OVPI par ces index n’a toutefois pas montré son intérêt pour évaluer le pronostic de l’EP (61). Cependant, plusieurs auteurs ont montré qu’il existait une corrélation significative entre l’OVPI et l’OVPR.
Dans une étude prospective incluant 256 patients avec un premier épisode d’EP, et ayant bénéficié à la fois d’une évaluation de l’OVPI au diagnostic puis entre 3 et 24 mois, l’OVPI ≥ 20 % était identifiée comme un facteur indépendant de risque d’OVPR ≥ 5 %. Toutefois, l’association entre l’OVPI et le risque de récidive n’était pas évalué ; et le seuil d’OVPI de 20 % était établi sur la base d’une courbe ROC construite pour identifier la valeur seuil la plus discriminante pour une OVPR de 5 %, et non le risque de récidive (62). Une association était également plus fréquemment retrouvée entre une OVPI ≥ 10 % et une OVPR ≥ 10 % (p = 0,012) dans une étude prospective de 321 patients avec un premier épisode d’EP non provoquée, elle-même associée à un risque de récidive plus élevé après ajustement (p = 0,026). Cependant, une fois encore, l’association de l’OVPI avec le risque de récidive n’avait pas été évaluée de manière directe, et le seuil d’OVPI était défini sans évaluation par courbe ROC (54).
Plus récemment, 2 études brestoises (une étude post-hoc et une étude prospective), retrouvaient une association directe entre l’OVPI et le risque de récidive avec un risque multiplié par 2 à 3 en cas d’OVPI ≥ 40 %, ce seuil étant évalué par courbe ROC (37,63). Enfin, les résultats récents d’une seconde analyse post-hoc de l’étude PADIS-EP retrouvaient une forte capacité de l’OVP mesurée au diagnostic de l’EP ou après 6 mois d’anticoagulation à prédire le risque de récidive de MTEV chez les patients ayant un premier épisode d’EP non provoquée (64).
Objectifs de l’étude :
L’objectif principal de notre étude était de déterminer si une OVPI ³ 40 %, évaluée par le score de Qanadli, était prédictive d’un risque de récidive d’ETEV dans une population de patients ayant eu un premier épisode d’EP non provoquée.
Les objectifs secondaires étaient de mettre en évidence (1) si une OVPI ³ 40 % était associée à un risque significativement augmenté de mortalité toute cause confondue, et (2) de déterminer la capacité de l’OVPI ≥ ou < 40 % à mettre en évidence un groupe d’hommes à faible risque de récidive. Enfin, (3) nous souhaitions évaluer l’impact des autres facteurs de risque de récidive dans les suites d’une EP non provoquée.
Méthode :
Design de l’étude et population :
Il s’agissait d’une étude de cohorte monocentrique réalisée au CHU de Rouen. Les patients ont été inclus rétrospectivement sur une période de 2 ans et demi entre le 01/01/2014 et le 30/06/2016, à partir du recueil exhaustif d’angioscanners de patients issus du PACS pour lesquels un diagnostic d’EP (avec ou sans TVP) a été confirmé et dont les coupes scannographiques étaient interprétables. Le comité de qualification des projets de recherche a classé l’étude hors du champ d’application de la loi Jardé ; les éléments analysés portant sur des données préexistantes et ne requérant pas l’avis du comité de protection des personnes.
Les patients inclus avaient les caractéristiques suivantes (Tableau 1) : ils devaient ! » être majeurs au moment de l’inclusion (âge ³ 18 ans) ; # »avoir présenté un épisode d’EP non provoqué, $ » diagnostiqué et confirmé par un angioscanner thoracique spiralé selon des critères validés (11), % dont les images étaient interprétables ; & » avoir eu un traitement anticoagulant instauré et poursuivi pour une durée minimale de 3 mois ; et ‘ avoir bénéficié secondairement d’un arrêt de l’anticoagulation au cours du suivi( » Dans le cas d’une EP récidivante, le premier épisode d’EP non provoquée était considéré comme évènement index(
L’épisode index d’EP était considéré comme « non provoqué », en l’absence des facteurs favorisants majeurs transitoires ou persistants suivants : chirurgie avec anesthésie générale > 30 minutes dans les 3 derniers mois, fracture des membres inférieurs ou immobilisation > 3 jours pour motif médical aigu dans les 3 derniers mois, grossesse ou post-partum, cancer actif (selon la définition des recommandations françaises et la classification plus restreinte de Kearon et al.) (Annexe 4) (65,66), thrombophilie sévère (déficit en antithrombine, syndrome des anti-phospholipides, déficits en protéine C ou S sévères < 30 %). Les épisodes survenus sous exposition œstrogénique exogène étaient considérés non provoqués, dans la mesure où le risque de récidive associé n’est pas complètement établi et non consensuel dans les recommandations internationales (11,13,66), ainsi qu’en accord avec les critères utilisés par plusieurs études antérieures (26,52).
Les patients étaient exclus si : ! ils étaient mineurs ; # l’EP était provoquée par un facteur majeur transitoire ou persistant ; $ un angio-TDM n’était pas réalisé au diagnostic ; % l’anticoagulation était maintenue au long cours (en raison des caractéristiques de la MTEV ou d’une autre étiologie associée tel qu’un trouble du rythme supra-ventriculaire) ; & et en l’absence de donnée ou ‘ »d’un refus du patient.
Extraction et recueil des données :
Les données des patients étaient issues de la base de données radiographiques du PACS. Une recherche systématique des procédures intitulées « ANGIOSCANNER THORACIQUE » et « ANGIOSCANNER PULMONAIRE » a été réalisée par un informaticien ingénieur hospitalier du service de radiologie du CHU de Rouen.
Afin d’identifier uniquement les procédures retenant un diagnostic positif d’EP, une liste limitative de termes entérinants [embolie(s) pulmonaire(s), embol(s) pulmonaire(s)], et limitants [absence d’embolie, pas d’embolie, pas d’embol(e), absence d’argument (scannographique) pour une embolie pulmonaire, pas d’argument (scannographique) pour une embolie pulmonaire] a été appliquée au sein des comptes rendus d’examens.
Une lecture des comptes rendus d’examens puis des dossiers informatisés des patients sur le logiciel CDP2 du CHU de Rouen a ensuite été menée afin d’individualiser les patients éligibles, et d’écarter les doublons d’examens ainsi que les comptes rendus d’examen sans diagnostic d’EP. Un accord préalable de l’utilisation des données a été sollicité auprès des services d’urgence, de radiologie, de pneumologie et de cardiologie où ces patients ont été hospitalisés au décours du diagnostic d’EP.
Pour chaque patient, les données cliniques, biologiques et scannographiques ont ensuite été colligées à partir des données issues des dossiers des patients, ou de manière prospective au cours du suivi en cas d’absence de données suffisantes, puis implémentées sur la plateforme sécurisée Doqboard (Tableau 2).
Mesure de l’index d’obstruction vasculaire initial scannographique :
Un angioscanner thoracique réalisé à la phase aiguë du diagnostic d’EP était disponible sur le PACS du CHU de Rouen pour l’ensemble des patients inclus. L’OVPI était calculée en utilisant le score de Qanadli, selon la méthodologie décrite en annexe 3, permettant d’obtenir en fonction du nombre d’artères segmentaires touchées et d’un facteur de pondération associé, une estimation de l’obstruction de l’arbre vasculaire pulmonaire. Une seconde lecture a été réalisée par un médecin vasculaire du service de médecine interne du CHU de Rouen, les 2 lectures étaient réalisées en aveugle l’une de l’autre, et en aveugle du statut récidivant pour la seconde. En cas de valeur discordante de plus de 5 % entre les 2 mesures, une troisième lecture était prévue par un radiologue du CHU de Rouen, et la valeur la plus basse était retenue en cas de disparité de moins de 5 % entre les 2 mesures.
Les embolies pulmonaires étaient également identifiées en fonction de leur localisation proximale (tronculaire, artères pulmonaires droite et gauche, lobaires), segmentaire ou sous segmentaire ; et de leur caractère uni- ou bilatéral.
Évaluation du critère de jugement principal :
Le critère de jugement principal (CJP) de l’étude était la survenue d’une récidive thromboembolique veineuse. Il s’agissait d’un CJP composite associant la survenue, au décours de l’arrêt du traitement anticoagulant, d’un épisode objectivement confirmé d’EP symptomatique (fatale ou non), ou de TVP des membres inférieurs ou supérieurs, ou d’un évènement thromboembolique veineux dans un site atypique. Une récidive sous forme de TVS sur veine variqueuse, sans extension au réseau profond, n’était pas considérée comme une récidive.
L’imputabilité d’un décès était rattachée à l’EP récidivante si elle était :
– Confirmée par autopsie en l’absence d’une autre cause de décès plus probable,
– Objectivement confirmée avant le décès en l’absence d’une autre cause de décès plus probable,
– Ou non objectivement confirmée, mais étiologie du décès la plus probable au vu des
données disponibles.
Soit les catégories A1, A2 ou A3 de la classification de l’ISTH sur la cause du décès dans les études sur la MTEV (67) (Annexe 5).
Le critère de jugement secondaire était la survenue d’un décès toute cause confondue dans les suites de l’épisode index.
Suivi à long terme et évaluation des récidives :
Un suivi des patients a été planifié jusqu’au 01/08/2022, date jusqu’à laquelle les données concernant la survenue du CJP étaient recherchées. Les patients pour lesquels le critère de jugement principal n’était pas retrouvé à la lecture du dossier informatique étaient recontactés par téléphone. Après accord oral, ils étaient interrogés à la recherche d’une récidive thromboembolique veineuse survenue depuis l’arrêt du traitement anticoagulant.
En cas de réponse positive le médecin traitant était alors contacté afin de recueillir les caractéristiques précises de l’épisode, à savoir :
– Mode de récidive et date de l’épisode,
– Caractère provoqué ou non,
– Traitement anticoagulant et durée,
– Recherche de complication hémorragique.
Analyse statistique :
Pour l’analyse descriptive de la population, les variables qualitatives ont été exprimées en valeur absolue et en pourcentage (%), tandis que les variables quantitatives ont été analysées par le calcul de la moyenne et la dispersion des données évaluée par la mesure de l’écart type (σ). L’OVPI a été calculée en pourcentage par chaque investigateur puis transformée en variable qualitative binaire en utilisant le seuil de 40 % précédemment retrouvé dans la littérature (37). La normalité des données a été vérifiée par le test de Shapiro-Wilk. L’évaluation de la concordance inter-évaluateurs du calcul du score de Qanadli a été évaluée par la méthode de Bland et Altman et par le calcul du coefficient de corrélation.
La durée de survie sans récidive en fonction de l’OVPI (³ 40 % ou < 40 %) était déterminée par la méthode de Kaplan-Meier et les données comparées en utilisant le test du Log-Rank. La survie sans récidive était définie comme le temps entre l’arrêt du traitement anticoagulant pour l’épisode index et la date de récidive d’un ETEV, ou la date de suivi la plus récente connue si aucune récidive n’était survenue. Les patients décédés avant la survenue d’une récidive ou perdus de vue au cours du suivi étaient censurés à la date de leur dernier suivi connu. L’estimation de la récidive cumulée d’ETEV a été estimée à partir des courbes de survie de Kaplan-Meier. La durée de survie sans décès toutes causes confondues et dans le sous-groupe des hommes a été évaluée de manière similaire.
L’identification des facteurs prédictifs de récidive thromboembolique était réalisée en testant chaque variable d’intérêt dans un modèle de risque proportionnel de Cox univarié. Les facteurs favorisants statistiquement significatifs en analyse univarié avec une p value < 0,05 étaient inclus dans un second temps dans un modèle de régression de Cox multivarié, afin d’ajuster le risque sur de possibles facteurs de confusion. Les résultats étaient présentés en p-value (p) et Hazard Ratio (HR) avec intervalles de confiance à 95 % (IC 95 %). Un risque alpha de 5 % a été considéré, soit un seuil de significativité p < 0,05.
Enfin, une courbe ROC (Receiver Operating Caracteristic) a été construite à partir de chacune des valeurs d’OVPI, et l’aire sous la courbe calculée, afin de déterminer la valeur discriminante optimale d’OVPI de notre étude à partir de laquelle le risque de récidive était notablement augmenté. Les analyses statistiques ont été réalisées avec le logiciel SPSS.
Résultats :
Entre janvier 2014 et juin 2016, 1067 angioscanners thoraciques ont été extraits du PACS. 590 étaient éligibles avec un diagnostic d’EP confirmé. Parmi ces patients, 499 ont été exclus, dont 284 (56,9 %) pour cause d’EP provoquée, 129 (25,9 %) du fait d’une anticoagulation poursuivie au long cours, 60 (12 %) pour absence de données ou perdus de vue précoce et 26 (5,2 %) en raison d’une EP fatale au diagnostic ou dans les 3 premiers mois.
Population :
La population étudiée était âgée en moyenne de 56 ± 19,1 ans, avec une légère prédominance féminine (55 femmes [60,4 %]). Environ 1 patient sur 3 avait au moins un facteur de risque cardiovasculaire. Les antécédents personnels et familiaux de MTEV étaient représentés en proportion sensiblement égale à hauteur de 15,4 et 18,7 %. L’obésité était le facteur favorisant le plus souvent retrouvé à l’inclusion (41,7 %), suivi par l’insuffisance veineuse superficielle (37 %), puis par la prise d’une COP (20,9 %). Aucune patiente n’était sous traitement hormonal substitutif de la ménopause à l’inclusion (Tableau 3).
Les épisodes index d’EP étaient dans 70 % des cas isolés et 30 % étaient associés à une TVP. L’EP était bilatérale dans 65 % des cas, avec une prépondérance d’EP proximales (60,4%) et de risque intermédiaire faible (47,7 %).
Les patients étaient traités en majorité (58,2 %) par anticoagulants oraux directs (AOD) avec une durée moyenne d’anticoagulation de 19,6 ± 16,4 mois, sensiblement similaire entre les 2 groupes (19,12 mois dans le groupe récidive contre 19,63 mois en l’absence de récidive).
|
Table des matières
Introduction
1. Généralités et épidémiologie de la maladie thromboembolique veineuse
2. Risque de récidive à l’arrêt du traitement anticoagulant
3. Traitement anticoagulant, réduction du risque de récidive et risque hémorragique
4. Identification de sous-groupes à faible et haut risque de récidive
5. Obstruction pulmonaire, un élément de réponse ?
Objectifs de l’étude
Méthode
1. Design de l’étude et population
2. Extraction et recueil des données
3. Mesure de l’index d’obstruction vasculaire initial scannographique :
4. Évaluation du critère de jugement principal
5. Suivi à long terme et évaluation des récidives
6. Analyse statistique
Résultats
1. Population
2 Score de Qanadli
3. Analyse de survie et critère de jugement principal :
4. Analyse de survie en sous-groupe – décès toute cause
5. Analyse de survie, sous-groupe des hommes
6. Facteurs de risque de récidive de MTEV en analyses uni et multivariée
7. Courbe ROC et valeur seuil d’OVPI :
Discussion
1. Validité interne : choix méthodologiques
2. Validité externe : principaux résultats et confrontation à la littérature
3. Forces et limites de l’étude
4. Implications pratiques et perspectives
Conclusion
Références
Télécharger le rapport complet
