Cette étude de cohorte rétrospective évalue le score modifié de Glasgow-Blatchford pour la triage objectif précoce des hémorragies aiguës du tube digestif supérieur, en se concentrant sur la classification à faible risque, les cas faux-négatifs et la sécurité clinique.
Article de recherche
Application et validation interne du score de Glasgow-Blatchford modifié pour le triage précoce des hémorragies gastro-intestinales hautes aiguës
Dans cet article
Résumé
Résumé
Les saignements aigus du tube digestif supérieur nécessitent une stratification précoce du risque afin d'identifier les patients qui pourraient avoir besoin d'une intervention urgente, tout en évitant une hospitalisation inutile chez les cas à faible risque. Cette étude de cohorte rétrospective monocentrique a évalué le score modifié de Glasgow-Blatchford comme outil objectif de triage, en comparaison avec le score original de Glasgow-Blatchford. Un total de 366 patients consécutifs présentant un saignement aigu du tube digestif supérieur ont été inclus. Les manifestations cliniques, les signes vitaux initiaux et les premiers résultats de laboratoire obtenus à l'admission ont été utilisés pour calculer les deux scores. Le critère principal de risque élevé était une combinaison de transfusion sanguine en milieu hospitalier, d'endoscopie thérapeutique, de chirurgie ou de décès. À l'aide d'un seuil prédéfini de faible risque ≤1, la performance diagnostique a été évaluée globalement ainsi que dans les sous-groupes à origine variqueuse et non variqueuse. Globalement, 151 des 366 patients (41,26 %) ont présenté l'issue composite à haut risque, et 18 patients (4,92 %) sont décédés durant l'hospitalisation. Au seuil prédéfini, le score modifié a montré une sensibilité, une spécificité, une valeur prédictive positive, une valeur prédictive négative et un accord supérieurs à ceux du score original, les gains les plus importants étant observés pour la spécificité (45,58 % contre 40,00 %) et la valeur prédictive négative (98,00 % contre 94,51 %). Le score modifié a classé 9 patients supplémentaires comme étant à faible risque et réduit le nombre de classifications erronées de faible risque (faux négatifs) de 5 à 2 cas. La spécificité était également plus élevée dans les deux sous-groupes selon l'étiologie du saignement. La discrimination de la mortalité était plus favorable avec le score modifié, bien que ce résultat doive être interprété avec prudence en raison du faible nombre de décès (n = 18). Ces résultats suggèrent que le score modifié de Glasgow-Blatchford pourrait favoriser une approche objective plus standardisée du triage précoce, mais la persistance de cas faux négatifs indique qu'il devrait être utilisé comme complément de l'évaluation clinique plutôt que comme outil autonome de sortie du service des urgences.
Introduction
Le saignement aigu du tube digestif supérieur désigne une hémorragie provenant d'une région située au-dessus du ligament de Treitz et impliquant l'œsophage, l'estomac ou le duodénum1. Bien que l'hospitalisation et la mortalité associées au saignement du tube digestif supérieur aient diminué au fil du temps, le saignement aigu du tube digestif supérieur reste une urgence médicale fréquente et continue d'entraîner une charge clinique importante2. Les patients se présentent fréquemment avec des méléna, des hématémèses, ou les deux, et l'incidence annuelle reste considérable dans les populations adultes3. La plupart des épisodes sont non variqueux et sont souvent liés à une maladie ulcéreuse peptique, à une lésion aiguë de la muqueuse gastrique, au syndrome de Mallory-Weiss, à des lésions muqueuses liées au stress ou à une tumeur maligne du tube digestif supérieur4. En revanche, le saignement variqueux reste une manifestation particulièrement grave associée à la cirrhose et à l'hypertension portale, et continue d'entraîner une mortalité précoce importante5.
L'endoscopie digestive haute reste la procédure diagnostique et thérapeutique de référence en cas de saignement aigu du tube digestif supérieur. Cependant, tous les patients ne nécessitent pas une thérapie endoscopique urgente, une transfusion sanguine, une intervention chirurgicale ou une hospitalisation prolongée. Une stratification précoce du risque avant l'endoscopie est donc essentielle pour le triage en milieu d'urgence, car elle peut aider à identifier les patients susceptibles de nécessiter une intervention hospitalière, tout en facilitant la reconnaissance de ceux présentant un risque très faible et qui pourraient ne pas avoir besoin d'être admis6. Plusieurs systèmes de notation pré-endoscopiques ont été utilisés dans ce contexte, notamment le score de Glasgow-Blatchford, le score de Rockall pré-endoscopique et le score AIMS657. Ces outils diffèrent par leurs priorités. Le score de Glasgow-Blatchford a été initialement conçu pour prédire le besoin d'une intervention clinique, tandis que le score de Rockall pré-endoscopique et le score AIMS65 sont plus fréquemment abordés en lien avec une évaluation pronostique globale et une évaluation du risque orientée vers la mortalité8. Des études comparatives ont montré que le score de Glasgow-Blatchford présente souvent de bonnes performances pour identifier les patients pouvant nécessiter un traitement, mais la valeur pratique de tout score pré-endoscopique en soins d'urgence dépend encore de la possibilité d'obtenir rapidement, de manière cohérente et reproductible, ses variables lors de l'évaluation initiale9.
Le score de Glasgow-Blatchford intègre l'azote uréique sanguin, l'hémoglobine, la pression artérielle systolique, la fréquence cardiaque, le méléna, la syncope, les maladies hépatiques et l'insuffisance cardiaque10. Cette structure confère au score une pertinence clinique claire, mais plusieurs de ses composantes dépendent de la déclaration des symptômes, de l'interrogatoire anamnestique, de la qualité de la documentation ou de l'appréciation clinique. Dans les contextes d'urgence où le temps est critique, ces facteurs peuvent réduire la cohérence du score entre différents évaluateurs et limiter la standardisation des flux de travail. Pour répondre à ce problème, des chercheurs antérieurs ont proposé une version modifiée du score de Glasgow-Blatchford fondée uniquement sur des variables objectives11. D'un point de vue pratique, une telle approche pourrait s'avérer particulièrement utile lors du triage initial, où la rapidité de la collecte des données, la reproductibilité et la variabilité inter-observateur réduite sont essentielles. Parallèlement, toute simplification du score d'origine doit toutefois préserver une sécurité adéquate pour la classification des patients à faible risque, car une objectivité accrue n'a pas de signification clinique si la capacité de discrimination devient insuffisante pour une utilisation courante.
Le concept du score modifié de Glasgow-Blatchford n'est donc pas nouveau. Toutefois, son rôle dans le triage de routine au service des urgences n'est pas entièrement caractérisé dans des cohortes réelles, en particulier lorsqu'il est comparé directement au score original de Glasgow-Blatchford dans le même cadre d'issues opérationnelles et avec un seuil de faible risque identique. Ce manque est cliniquement important, car un score plus objectif pourrait améliorer la cohérence de la mise en œuvre, mais sa valeur dépend de savoir si cette simplification préserve une identification cliniquement acceptable des patients à faible risque ainsi qu'une discrimination acceptable des issues à haut risque. La littérature existante a décrit le score modifié, mais une validation supplémentaire basée sur des cohortes reste nécessaire afin de préciser son applicabilité pratique, ses limites probables et sa performance dans le flux de travail actuel des services d'urgence, plutôt que dans une simple comparaison conceptuelle.
L'étude actuelle a donc été conçue comme une analyse rétrospective de validation interne monocentrique et d'application, plutôt que comme une nouvelle étude de développement d'un score. Les manifestations cliniques, les signes vitaux initiaux et les premiers résultats de laboratoire enregistrés lors de l'admission ont été utilisés pour calculer à la fois le score de Glasgow-Blatchford d'origine et le score de Glasgow-Blatchford modifié. Aucune recalibration ni optimisation de seuil n'a été effectuée. En revanche, un seuil prédéfini de faible risque, égal ou inférieur à 1, a été utilisé pour l'analyse comparative, afin d'évaluer si le score modifié pouvait permettre une approche plus standardisée et objective du triage précoce des saignements aigus du tube digestif supérieur dans la pratique courante du service des urgences.
Protocole
Cette étude rétrospective a été menée conformément aux exigences institutionnelles et à la Déclaration d'Helsinki. Une approbation éthique a été obtenue auprès du Comité d'éthique de la recherche de l'Hôpital populaire de la province du Qinghai (n° d'approbation [2023]-045 ; approuvé le 18 mai 2023) avant le début de l'examen des dossiers. Tous les identifiants des patients ont été supprimés avant l'analyse, et seules des données anonymisées ont été utilisées pour la reconstruction des scores et l'évaluation statistique.
Conception de l'étude et période d'étude
Une étude de cohorte rétrospective monocentrique a été menée afin d'évaluer le score modifié de Glasgow-Blatchford pour la stratification précoce du risque lors de saignements gastro-intestinaux supérieurs aigus. Les admissions consécutives éligibles entre janvier 2023 et janvier 2025 ont été identifiées à partir du système d'information hospitalier et du système de dossier médical électronique. L'étude a été conçue comme une analyse de validation interne et d'application, plutôt que comme une étude de développement d'un nouveau score ou comme une étude de recalibrage des seuils.
Dépistage des patients et critères d'éligibilité
Les patients hospitalisés pendant la période d'étude ont été évalués pour leur éligibilité par l'examen des dossiers d'admission et des documents du service des urgences. Les patients étaient inclus s'ils avaient entre 18 et 80 ans et s'ils s'étaient présentés au cours des 24 heures précédentes avec un saignement aigu supérieur du tube digestif manifeste, défini comme de l'hémorragie digestive haute et/ou des méléna. Les patients étaient exclus si le saignement digestif s'était déclaré après l'hospitalisation pour une autre affection principale, si une grossesse était confirmée, si un saignement aigu du tube digestif inférieur était avéré, ou si certaines variables nécessaires au calcul du score de Glasgow-Blatchford initial ou du score de Glasgow-Blatchford modifié manquaient lors de l'évaluation initiale. Un registre de dépistage a été tenu à jour pendant l'analyse des cas afin de documenter le nombre total de patients dépistés, les exclusions par motif, le nombre exclu en raison de variables de score incomplètes, et la taille finale du groupe analytique. La constitution du groupe est résumée dans Figure 1.
Collecte des données et définitions des variables
Les variables démographiques, notamment l'âge et le sexe, ont été extraites des dossiers d'enregistrement à l'admission. Les symptômes et signes initiaux ont été extraits de la première note d'évaluation aux urgences, notamment l'hémorragie digestive haute, la mélanose, le syncope et l'hématochézie. Les premières constantes vitales enregistrées, en particulier la pression artérielle systolique et la fréquence cardiaque, ont été extraites du dossier de triage aux urgences afin de refléter la première évaluation clinique disponible avant l'endoscopie. Les comorbidités nécessaires au score original de Glasgow-Blatchford, à savoir les maladies hépatiques et l'insuffisance cardiaque, ont été notées selon les antécédents médicaux documentés et l'évaluation à l'admission. Les variables de laboratoire ont été extraites de l'échantillon sanguin le plus précoce obtenu lors de la présentation. L'hémoglobine et l'azote uréique sanguin ont été utilisés pour le calcul du score. L'albumine, lorsqu'elle était disponible, a été notée uniquement comme variable descriptive de base et n'a pas été incluse dans le score de Glasgow-Blatchford initial, le score de Glasgow-Blatchford modifié, ni dans l'analyse comparative principale.
Si des mesures de laboratoire sérielles étaient disponibles à 0 h, 6 h et 24 h, seules les valeurs du moment d'entrée le plus précoce ont été utilisées pour le calcul du score. De même, si des signes vitaux répétés avaient été enregistrés pendant l'observation au service des urgences, seules les valeurs au premier arrivage ont été prises en compte. Cette règle a été appliquée de manière uniforme à tous les cas afin que les deux scores reflètent le même point temporel précoce de triage. Les variables recueillies, les documents sources et les moments de prélèvement sont résumés dans le Tableau 1. Les variables relatives au parcours hospitalier ont été extraites de l'ensemble du dossier médical électronique, notamment la transfusion de globules rouges, la prise en charge endoscopique, la chirurgie, l'état au moment de la sortie et le décès en milieu hospitalier pour toute cause. L'étiologie du saignement a été classée comme variqueuse ou non variqueuse selon le compte rendu d'endoscopie, lorsqu'il était disponible. En l'absence de confirmation endoscopique, le diagnostic de sortie documenté par l'équipe traitante a été utilisé, et la même règle de classification a été appliquée de façon cohérente à tous les patients.
Calcul du GBS et du mGBS
Le score de Glasgow-Blatchford initial a été calculé à partir de la concentration sanguine en azote uréique, de l'hémoglobine, de la pression artérielle systolique, de la fréquence cardiaque, de la présence de méléna, de syncope, de maladie hépatique et d'insuffisance cardiaque, selon les critères de notation standard présentés dans le Tableau 2. La plage totale du score était comprise entre 0 et 23. Le score de Glasgow-Blatchford modifié a été calculé en ne conservant que les variables objectives mesurées au moment de l'admission, notamment la concentration sanguine en azote uréique, l'hémoglobine, la pression artérielle systolique et la fréquence cardiaque, selon les critères de notation modifiés indiqués dans le Tableau 3. La plage totale du score était comprise entre 0 et 16.
Les deux scores ont été reconstitués rétrospectivement à partir de la même source de données relative au moment de l'admission pour chaque patient, en utilisant les premiers signes vitaux enregistrés et les valeurs de laboratoire les plus précoces disponibles au moment de l'admission, selon le flux de travail résumé dans la Figure 2. Pour l'analyse comparative, un seuil de faible risque de 1 ou moins a été appliqué aux deux scores. Pour le score de Glasgow-Blatchford initial, ce seuil était conforme à l'identification, soutenue par les recommandations, des patients présentant un risque très faible. Pour le score de Glasgow-Blatchford modifié, le même seuil a été utilisé comme règle comparative prédéfinie afin de permettre une comparaison directe avec le score initial, sans être recalibré au sein de la cohorte actuelle. Les scores de Glasgow-Blatchford initial et modifié ont été calculés rétrospectivement après l'extraction des dossiers. Aucun des deux scores n'a orienté les décisions de transfusion, d'endoscopie, de chirurgie, de niveau d'admission ou de sortie durant les soins cliniques en temps réel.
Définition et évaluation des résultats
Le résultat principal à haut risque était défini comme une intervention en milieu hospitalier et/ou un décès en milieu hospitalier pour toute cause. Une intervention était définie comme une transfusion de globules rouges, une hémostase endoscopique thérapeutique ou une chirurgie durant l'hospitalisation initiale. Une endoscopie diagnostique sans traitement hémostatique n'était pas classée comme un résultat d'intervention. Le statut de transfusion a été évalué directement à partir du dossier du patient hospitalisé. Pendant la période d'étude, les décisions de transfusion étaient prises par les cliniciens responsables du traitement selon les pratiques institutionnelles et l'état clinique du patient, et non par les investigateurs de l'étude. Ces décisions étaient fondées sur le taux d'hémoglobine, la présence d'un saignement actif, la stabilité hémodynamique et les comorbidités pertinentes telles qu'elles étaient documentées dans le dossier médical.
Le moment et le type de procédure d'endoscopie ont été extraits du rapport d'endoscopie et du dossier de procédure. L'endoscopie était généralement réalisée après la stabilisation initiale, selon les indications cliniques. Seules les procédures endoscopiques thérapeutiques impliquant un traitement hémostatique actif ont été classées comme résultats d'intervention. L'intervention chirurgicale a été confirmée à partir des dossiers opératoires et d'hospitalisation. Les patients ont été affectés au groupe à risque élevé s'il y avait eu une intervention et/ou un décès en milieu hospitalier. Les patients ont été affectés au groupe à faible risque s'aucune intervention n'avait été réalisée et si la survie jusqu'à la sortie avait été documentée. La même définition de résultat a été appliquée à l'ensemble de la cohorte ainsi qu'aux analyses par sous-groupes variqueux et non variqueux.
Analyse statistique
Les variables continues ont été résumées par la moyenne ± l'écart type lorsque leur distribution était normale, et par la médiane avec l'intervalle interquartile lorsque leur distribution était non normale. Les variables catégorielles ont été résumées par n (%). Les comparaisons entre groupes ont été effectuées à l'aide du test t de Student pour échantillons indépendants pour les variables continues normalement distribuées, du test de la somme des rangs pour les variables continues non normalement distribuées, et du test du chi-deux ou du test exact de Fisher pour les variables catégorielles, selon le cas.
Au seuil prédéfini de 1 ou moins, la sensibilité, la spécificité, la valeur prédictive positive, la valeur prédictive négative et la précision globale ont été calculées pour les deux scores, accompagnées d'intervalles de confiance à 95 %. Les nombres absolus de faux négatifs et de faux positifs ont également été enregistrés. L'accord entre la classification fondée sur les scores et les résultats cliniques observés a été évalué à l'aide du kappa de Cohen avec des intervalles de confiance à 95 %. Des courbes caractéristiques de fonctionnement du récepteur ont été générées pour les deux scores, concernant l'issue composite principale ainsi que le décès en milieu hospitalier. La surface sous la courbe avec intervalles de confiance à 95 % a été calculée, et les surfaces sous les courbes corrélées ont été comparées à l'aide de la méthode de DeLong. Des analyses comparatives appariées de la sensibilité et de la spécificité ont été réalisées à l'aide du test de McNemar, et les valeurs P exactes ont été indiquées. La calibration a été évaluée en comparant les fréquences observées et prédites des événements selon les niveaux de score, ainsi que par inspection visuelle des graphiques de calibration. Une analyse de courbe décisionnelle a été effectuée afin de comparer le bénéfice clinique net des deux scores selon différentes probabilités seuils cliniquement pertinentes. Des analyses préspécifiées de sous-groupes ont été menées pour les saignements variqueux et non variqueux, en utilisant la même définition des issues, la même règle seuil et les mêmes indicateurs de performance. Étant donné le nombre limité d'événements de mortalité et la taille réduite du sous-groupe variqueux, ces analyses ont été interprétées avec prudence. Une analyse de sensibilité utilisant des seuils alternatifs du score modifié de Glasgow-Blatchford a également été réalisée. Les chiffres comparatifs correspondants sont présentés dans Figure 3.
Résultats
Flux des patients et caractéristiques de base
Un total de 402 patients se sont présentés au service des urgences pour un saignement aigu du tube digestif supérieur pendant la période d'étude. Après application des critères d'éligibilité, 366 patients ont été inclus dans l'analyse finale, comme indiqué dans la Figure 1. Les caractéristiques démographiques et cliniques de base de l'ensemble de la cohorte et des groupes de résultats sont résumées dans le Tableau 4.
Selon la définition prédéfinie de l'issue, 215 des 366 patients (58,74 %) ont été classés dans le groupe à faible risque, tandis que 151 des 366 patients (41,26 %) ont été classés dans le groupe à risque élevé. Dans l'ensemble, 239 des 366 patients (65,30 %) étaient de sexe masculin. À l'admission, la pression artérielle systolique médiane était de 126 mmHg (intervalle interquartile [IIQ], 114-142 mmHg), et 10 des 366 patients (2,73 %) présentaient une pression artérielle systolique inférieure à 90 mmHg. La fréquence cardiaque médiane était de 88 battements/min (IIQ, 73-103 battements/min), et 55 des 366 patients (15,03 %) avaient une fréquence cardiaque supérieure ou égale à 100 battements/min, comme indiqué dans le Tableau 4.
Par rapport au groupe à résultat à faible risque, le groupe à résultat à haut risque présentait un âge plus avancé, une pression artérielle systolique plus basse, une fréquence cardiaque plus élevée, une hémoglobine plus faible, une azotémie plus élevée, ainsi qu'une fréquence plus élevée de méléna, d'hématochézie, de syncope, de maladie hépatique et d'insuffisance cardiaque. L'hémorragie digestive par vomissements de sang était plus fréquente dans le groupe à résultat à faible risque. La médiane du score original de Glasgow-Blatchford était de 6,5 (EIQ, 1-11) dans la cohorte globale et de 10 (EIQ, 7-13) dans le groupe à résultat à haut risque. La médiane du score modifié de Glasgow-Blatchford était de 5,5 (EIQ, 1-9) dans la cohorte globale et de 9 (EIQ, 7-11) dans le groupe à résultat à haut risque, comme indiqué dans Tableau 4.
Résultats intra-hospitaliers
Les événements relatifs aux résultats pendant l'hospitalisation sont résumés dans le Tableau 5. Au total, 151 des 366 patients (41,26 %) ont présenté l'issue composite à haut risque, tandis que 215 des 366 patients (58,74 %) n'ont reçu aucune intervention et sont sortis vivants de l'hôpital. Un décès pendant l'hospitalisation est survenu chez 18 des 366 patients (4,92 %). Pendant l'hospitalisation, 99 des 366 patients (27,05 %) ont reçu une transfusion de globules rouges, 89 des 366 patients (24,32 %) ont subi une intervention endoscopique thérapeutique, et 17 des 366 patients (4,64 %) ont nécessité une intervention chirurgicale, comme indiqué dans le Tableau 5.
Performance comparative des scores pour les résultats à haut risque
Les tableaux de contingence comparant la classification fondée sur les scores aux résultats composites observés sont présentés dans le Tableau 6 pour le score de Glasgow-Blatchford initial et dans le Tableau 7 pour le score de Glasgow-Blatchford modifié. Les métriques dérivées de performance diagnostique sont résumées dans le Tableau 8. Les courbes caractéristiques de fonctionnement du récepteur (ROC) pour le résultat composite à haut risque et la mortalité en milieu hospitalier sont illustrées dans la Figure 3. En utilisant le score de Glasgow-Blatchford initial au seuil prédéfini de 1 ou moins, 91 patients ont été classés comme à faible risque et 275 comme à haut risque. Cette classification a donné 146 résultats vrais-positifs, 86 résultats vrais-négatifs, 129 résultats faux-positifs et 5 résultats faux-négatifs, comme indiqué dans le Tableau 6. À ce seuil, le score de Glasgow-Blatchford initial a atteint une sensibilité de 96,69 % (intervalle de confiance [IC] à 95 %, 92,48 %–98,58 %), une spécificité de 40,00 % (IC à 95 %, 33,68 %–46,67 %), une valeur prédictive positive de 53,09 % (IC à 95 %, 47,20 %–58,89 %), une valeur prédictive négative de 94,51 % (IC à 95 %, 87,95 %–97,84 %), une exactitude globale de 63,39 % (IC à 95 %, 58,34 %–68,19 %) et un kappa de Cohen de 0,189 (IC à 95 %, 0,111–0,267), comme indiqué dans le Tableau 8.
En utilisant le score modifié de Glasgow-Blatchford au même seuil, 100 patients ont été classés comme à faible risque et 266 ont été classés comme à haut risque. Cette classification a donné 149 résultats vrais-positifs, 98 résultats vrais-négatifs, 117 résultats faux-positifs et 2 résultats faux-négatifs, comme indiqué dans le tableau 7. Au même seuil, le score modifié de Glasgow-Blatchford a atteint une sensibilité de 98,68 % (IC 95 %, 95,30 %–99,64 %), une spécificité de 45,58 % (IC 95 %, 39,06 %–52,26 %), une valeur prédictive positive de 56,02 % (IC 95 %, 50,01 %–61,88 %), une valeur prédictive négative de 98,00 % (IC 95 %, 93,02 %–99,43 %), une exactitude globale de 67,49 % (IC 95 %, 62,57 %–72,06 %) et un kappa de Cohen de 0,253 (IC 95 %, 0,175–0,331), comme indiqué dans le tableau 8.
Par rapport au score de Glasgow-Blatchford initial, le score de Glasgow-Blatchford modifié a classé neuf patients supplémentaires comme étant à faible risque et a réduit le nombre de classifications erronées à faible risque de cinq à deux. Pour le critère composite de haut risque, la surface sous la courbe caractéristique de fonctionnement du récepteur était de 0,742 (intervalle de confiance à 95 %, 0,691–0,792) pour le score de Glasgow-Blatchford initial et de 0,781 (intervalle de confiance à 95 %, 0,733–0,829) pour le score de Glasgow-Blatchford modifié, comme indiqué dans le Tableau 8 et la Figure 3A. La comparaison des deux courbes corrélées par la méthode de DeLong a révélé une différence faible mais significative (P = 0,031). Une comparaison appariée par le test de McNemar n’a montré aucune différence significative en termes de sensibilité (P = 0,248), mais une différence significative en termes de spécificité (P = 0,038).
Performance stratifiée selon l'étiologie du saignement
Les distributions des étiologies de saignement et les performances des sous-groupes sont résumées dans le tableau 9. Les saignements non variqueux ont concerné 304 des 366 patients (83,06 %), tandis que les saignements variqueux ont concerné 62 des 366 patients (16,94 %). Parmi le groupe à résultat à faible risque, 201 des 215 patients (93,49 %) présentaient un saignement non variqueux, et 14 des 215 patients (6,51 %) un saignement variqueux. Parmi le groupe à résultat à haut risque, 103 des 151 patients (68,21 %) présentaient un saignement non variqueux et 48 des 151 patients (31,79 %) un saignement variqueux, comme indiqué dans le tableau 9.
Dans le sous-groupe non variqueux, la spécificité a augmenté de 39,30 % (IC à 95 %, 32,81 %–46,20 %) pour le score de Glasgow-Blatchford initial à 46,77 % (IC à 95 %, 39,99 %–53,66 %) pour le score de Glasgow-Blatchford modifié, tandis que la sensibilité est restée élevée à 98,06 % (IC à 95 %, 93,19 %–99,47 %) et 99,03 % (IC à 95 %, 94,70 %–99,83 %), respectivement. Dans le sous-groupe variqueux, la spécificité a augmenté de 35,71 % (IC à 95 %, 16,34 %–61,24 %) à 42,86 % (IC à 95 %, 21,38 %–67,41 %), tandis que la sensibilité était de 97,92 % (IC à 95 %, 89,10 %–99,63 %) pour les deux scores, comme indiqué dans le tableau 9. Étant donné la taille limitée du sous-groupe variqueux, ces résultats obtenus dans les sous-groupes ont été interprétés avec prudence.
Prédiction de la mortalité intra-hospitalière
Les performances comparées du score de Glasgow-Blatchford initial et du score de Glasgow-Blatchford modifié pour prédire le décès à l'hôpital sont résumées dans le Tableau 10. En ce qui concerne la mortalité à l'hôpital, le score de Glasgow-Blatchford modifié a atteint une sensibilité de 94,44 % (IC 95 %, 74,24 %–99,01 %), une spécificité de 45,69 % (IC 95 %, 40,53 %–50,94 %), une valeur prédictive positive de 8,25 % (IC 95 %, 5,10 %–13,10 %), une valeur prédictive négative de 99,38 % (IC 95 %, 96,55 %–99,89 %) et une exactitude globale de 48,09 % (IC 95 %, 43,02 %–53,20 %). Les valeurs correspondantes pour le score de Glasgow-Blatchford initial étaient respectivement de 88,89 % (IC 95 %, 67,20 %–96,90 %), 39,08 % (IC 95 %, 34,10 %–44,30 %), 7,02 % (IC 95 %, 4,37 %–11,09 %), 98,55 % (IC 95 %, 94,87 %–99,60 %) et 41,53 % (IC 95 %, 36,60 %–46,64 %). Pour la mortalité à l'hôpital, l'aire sous la courbe caractéristique de fonctionnement du récepteur était de 0,781 (IC 95 %, 0,692–0,870) pour le score de Glasgow-Blatchford initial et de 0,824 (IC 95 %, 0,748–0,901) pour le score de Glasgow-Blatchford modifié, comme indiqué dans le Tableau 10 et la Figure 3B. La comparaison selon DeLong pour la mortalité à l'hôpital n'a montré aucune différence statistiquement significative entre les deux scores (P = 0,118). Étant donné que seulement 18 décès à l'hôpital ont été enregistrés, ces estimations ont été interprétées avec prudence.
Étalonnage, analyse de la courbe de décision et analyse de sensibilité
L'analyse de calibration a montré un accord global acceptable entre les fréquences observées et prédites des événements selon les niveaux de score, bien que le score de Glasgow-Blatchford initial ait eu une tendance plus marquée à classer à tort les patients comme étant à haut risque dans les plages de scores plus faibles. Le score de Glasgow-Blatchford modifié a démontré une calibration légèrement meilleure dans la plage à faible risque, pertinente pour les décisions de triage précoce. L'analyse de courbe décisionnelle a montré que le score de Glasgow-Blatchford modifié offrait un bénéfice clinique net modérément supérieur par rapport au score de Glasgow-Blatchford initial, dans les plages de probabilités seuils faibles à intermédiaires pertinentes pour les décisions d'admission et d'intervention précoce, tandis que les courbes de bénéfice net étaient similaires à des probabilités seuils plus élevées. Une analyse de sensibilité utilisant différents seuils modifiés du score de Glasgow-Blatchford a montré qu'un seuil fixé à 0 augmentait la spécificité mais réduisait la sensibilité, tandis qu'un seuil à 2 conservait une sensibilité très élevée mais augmentait le nombre de classifications faussement positives. Le seuil prédéfini de 1 ou moins fournissait donc la classification à faible risque la plus équilibrée pour la présentation comparative.
Résumé visuel des performances comparatives
Un résumé visuel de la sensibilité, de la spécificité, de la valeur prédictive positive, de la valeur prédictive négative et de la précision globale pour les deux scores au seuil prédéfini est présenté dans la Figure 4.
DISPONIBILITÉ DES DONNÉES :
Le jeu de données brut à l'appui de cette étude a été déposé sur figshare et est accessible publiquement à l'adresse suivante : Liu, Xiang ; Liu, Yufang ; Li, Jinyang ; He, Wujian (2026). Application et validation interne du score modifié de Glasgow-Blatchford pour le triage précoce des saignements aigus du tube digestif supérieur. figshare. Ensemble de données. https://doi.org/10.6084/m9.figshare.31901911.
Figure 1 : Diagramme de flux de la sélection des patients. Diagramme de flux illustrant le dépistage des patients, les raisons d'exclusion et l'inclusion dans la cohorte finale. Au total, 402 patients présentant un saignement aigu du tube digestif supérieur ont été dépistés pendant la période d'étude. Trente-six patients ont été exclus, dont 8 patients ayant développé un saignement digestif après une hospitalisation pour une autre affection principale, 3 patientes enceintes, 7 patients avec un saignement aigu du tube digestif inférieur confirmé, et 18 patients présentant des variables manquantes nécessaires au calcul du score de Glasgow-Blatchford initial ou modifié. Au total, 366 patients ont été inclus dans l'analyse finale. Abréviations : GBS = score de Glasgow-Blatchford ; mGBS = score de Glasgow-Blatchford modifié ; AUGIB = saignement aigu du tube digestif supérieur. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.
Figure 2 : Flux de travail pour l'extraction des données au moment de la présentation et le calcul du score. Flux de travail illustrant l'extraction rétrospective des variables au moment de la présentation à partir du dossier du service des urgences, incluant les premiers signes vitaux enregistrés à l'arrivée et les premières valeurs de laboratoire disponibles au moment de la présentation, suivie de la reconstruction du score de Glasgow-Blatchford initial et du score de Glasgow-Blatchford modifié, de la classification du risque basée sur des seuils, et de la comparaison avec les résultats observés durant l'hospitalisation. Abréviations : SU = service des urgences ; GBS = score de Glasgow-Blatchford ; mGBS = score de Glasgow-Blatchford modifié. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.
Figure 3 : Courbes caractéristiques de fonctionnement du récepteur pour le score de Glasgow-Blatchford initial et le score de Glasgow-Blatchford modifié. (A) Courbes caractéristiques de fonctionnement du récepteur pour la prédiction du résultat composite à haut risque. La surface sous la courbe était de 0,742 pour le score de Glasgow–Blatchford initial et de 0,781 pour le score de Glasgow–Blatchford modifié. (B) Courbes caractéristiques de fonctionnement du récepteur pour la prédiction de la mortalité en milieu hospitalier. La surface sous la courbe était de 0,781 pour le score de Glasgow–Blatchford initial et de 0,824 pour le score de Glasgow–Blatchford modifié. Abréviations ; AUC = surface sous la courbe ; GBS = score de Glasgow–Blatchford ; mGBS = score de Glasgow–Blatchford modifié ; ROC = caractéristique de fonctionnement du récepteur. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.
Figure 4 : Résumé visuel des performances diagnostiques comparatives au seuil prédéfini. Histogramme comparant la sensibilité, la spécificité, la valeur prédictive positive, la valeur prédictive négative et l'exactitude globale du score de Glasgow-Blatchford initial et du score de Glasgow-Blatchford modifié au seuil prédéfini de faible risque (1 ou moins). Abréviations : AUC = aire sous la courbe ; GBS = score de Glasgow-Blatchford ; mGBS = score de Glasgow-Blatchford modifié ; ROC = caractéristique de fonctionnement du récepteur. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.
| Domaine variable | Variable | Document source | Point temporel utilisé pour l'analyse |
| Démographie | Âge, sexe | Registre d'admission | À l'admission |
| Symptômes initiaux | Hémorragie digestive haute, méléna, syncope, hématochézie | Premier compte rendu d'évaluation aux urgences | Au moment de l'arrivée |
| Signes vitaux | Pression artérielle systolique, fréquence cardiaque | Registre de triage aux urgences | Première valeur enregistrée à l'arrivée |
| Comorbidités | Maladie hépatique, insuffisance cardiaque | Histoire médicale et évaluation à l'admission | Au moment de l'arrivée |
| Paramètres de laboratoire | Hémoglobine, azote uréique sanguin | Premier test sanguin au moment de l'arrivée | Première valeur disponible au moment de l'arrivée |
| Variable descriptive supplémentaire | Albumine | Premier test sanguin au moment de l'arrivée | Enregistrée uniquement, non utilisée pour le calcul du score |
| Paramètres liés au séjour hospitalier | Transfusion de globules rouges, endoscopie thérapeutique, chirurgie | Dossier médical du patient hospitalisé | Pendant l'hospitalisation initiale |
| Paramètres de résultat | État au moment de la sortie, décès intrahospitalier pour toute cause | Registre de sortie et dossier du patient hospitalisé | Pendant l'hospitalisation initiale |
| Étiologie | Saignement variqueux versus saignement non variqueux | Compte rendu d'endoscopie ou diagnostic de sortie | Pendant l'hospitalisation |
Tableau 1 : Variables, documents sources et moments de prélèvement des données. Résumé des variables de l'étude, de leurs documents sources et des moments utilisés pour l'extraction et l'analyse des données.
| Variable | Catégorie | Points |
| Urée sanguine, mmol/L | 6,5–7,9 | 2 |
| Urée sanguine, mmol/L | 8,0–9,9 | 3 |
| Urée sanguine, mmol/L | 10,0–24,9 | 4 |
| Urée sanguine, mmol/L | ≥25,0 | 6 |
| Hémoglobine chez les hommes, g/dL | 12,0–12,9 | 1 |
| Hémoglobine chez les hommes, g/dL | 10,0–11,9 | 3 |
| Hémoglobine chez les hommes, g/dL | <10,0 | 6 |
| Hémoglobine chez les femmes, g/dL | 10,0–11,9 | 1 |
| Hémoglobine chez les femmes, g/dL | <10,0 | 6 |
| Pression artérielle systolique, mmHg | 100–109 | 1 |
| Pression artérielle systolique, mmHg | 90–99 | 2 |
| Pression artérielle systolique, mmHg | <90 | 3 |
| Fréquence cardiaque, battements/min | ≥100 | 1 |
| Méléna | Présent | 1 |
| Syncope | Présente | 2 |
| Maladie hépatique | Présente | 2 |
| Insuffisance cardiaque | Présente | 2 |
Tableau 2 : Critères originaux du score de Glasgow-Blatchford. Critères de notation standard utilisés pour reconstruire le score de Glasgow-Blatchford d'origine.
| Variable | Catégorie | Points |
| Urée sanguine, mmol/L | 6,5–7,9 | 2 |
| 8,0–9,9 | 3 | |
| 10,0–24,9 | 4 | |
| ≥25,0 | 6 | |
| Hémoglobine chez les hommes, g/dL | 12,0–12,9 | 1 |
| 10,0–11,9 | 3 | |
| <10,0 | 6 | |
| Hémoglobine chez les femmes, g/dL | 10,0–11,9 | 1 |
| <10,0 | 6 | |
| Pression artérielle systolique, mmHg | 100–109 | 1 |
| 90–99 | 2 | |
| <90 | 3 | |
| Fréquence cardiaque, battements/min | ≥100 | 1 |
Tableau 3 : Critères du score modifié de Glasgow-Blatchford. Des critères de notation fondés sur des variables objectives ont été utilisés pour reconstruire le score modifié de Glasgow-Blatchford.
| Variable | Cohorte globale n = 366 | Groupe à faible risque n = 215 | Groupe à haut risque n = 151 | Valeur p |
| Âge, années | 56 (44, 67) | 52 (41, 63) | 62 (51, 71) | <0.001 |
| Hommes, n (%) | 239 (65,30) | 132 (61,40) | 107 (70,86) | 0,064 |
| Pression artérielle systolique, mmHg | 126 (114, 142) | 130 (118, 145) | 119 (108, 135) | <0.001 |
| PAS < 90 mmHg, n (%) | 10 (2,73) | 2 (0,93) | 8 (5,30) | 0,009 |
| Fréquence cardiaque, battements/min | 88 (73, 103) | 83 (70, 96) | 96 (82, 110) | <0.001 |
| FC ≥ 100 battements/min, n (%) | 55 (15,03) | 18 (8,37) | 37 (24,50) | <0.001 |
| Hémoglobine, g/L | 92 (71, 116) | 101 (82, 123) | 78 (61, 99) | <0.001 |
| Urée sanguine, mmol/L | 7,8 (5,2, 12,6) | 6,1 (4,6, 9,5) | 11,4 (7,9, 16,8) | <0.001 |
| Méléna, n (%) | 241 (65,85) | 129 (60,00) | 112 (74,17) | 0,005 |
| Hémorragie vomitive, n (%) | 161 (43,99) | 108 (50,23) | 53 (35,10) | 0,004 |
| Hématochésie, n (%) | 49 (13,39) | 12 (5,58) | 37 (24,50) | <0.001 |
| Syncope, n (%) | 34 (9,29) | 8 (3,72) | 26 (17,22) | <0.001 |
| Maladie hépatique, n (%) | 67 (18,31) | 19 (8,84) | 48 (31,79) | <0.001 |
| Insuffisance cardiaque, n (%) | 29 (7,92) | 10 (4,65) | 19 (12,58) | 0,006 |
| Hémorragie non variqueuse, n (%) | 304 (83,06) | 201 (93,49) | 103 (68,21) | <0.001 |
| Hémorragie variqueuse, n (%) | 62 (16,94) | 14 (6,51) | 48 (31,79) | <0.001 |
| Score de Glasgow-Blatchford initial | 6,5 (1, 11) | 3 (0, 7) | 10 (7, 13) | <0.001 |
| Score de Glasgow-Blatchford modifié | 5,5 (1, 9) | 2 (0, 6) | 9 (7, 11) | <0.001 |
Tableau 4 : Caractéristiques démographiques et cliniques de base de la cohorte d'étude. Caractéristiques initiales de l'ensemble de la cohorte et comparaisons entre le groupe à résultat à faible risque et le groupe à résultat à haut risque.
| Résultat | n (%) |
| Résultat composite à haut risque | 151 (41,26) |
| Résultat à faible risque (pas d'intervention et survie jusqu'à la sortie) | 215 (58,74) |
| Transfusion de globules rouges | 99 (27,05) |
| Intervention endoscopique thérapeutique | 89 (24,32) |
| Chirurgie | 17 (4,64) |
| Décès en milieu hospitalier pour toute cause | 18 (4,92) |
Tableau 5 : Résultats pendant l'hospitalisation. Répartition du résultat composite à haut risque, de ses interventions constitutives et du décès survenu pendant l'hospitalisation dans la cohorte étudiée.
| Classification initiale du score de Glasgow-Blatchford | Résultat à haut risque | Résultat à faible risque | Total |
| À haut risque (>1) | 146 | 129 | 275 |
| À faible risque (≤1) | 5 | 86 | 91 |
| Total | 151 | 215 | 366 |
Tableau 6 : Performance de classification du score de Glasgow-Blatchford initial pour le critère combiné de risque élevé. Tableau de contingence comparant la classification selon le score de Glasgow-Blatchford initial au critère combiné de risque élevé observé.
| Classification du score modifié de Glasgow-Blatchford | Résultat à haut risque | Résultat à faible risque | Total |
| À haut risque (>1) | 149 | 117 | 266 |
| À faible risque (≤1) | 2 | 98 | 100 |
| Total | 151 | 215 | 366 |
Tableau 7 : Performance du score modifié de Glasgow-Blatchford pour le critère combiné de risque élevé. Tableau de contingence comparant la classification par le score modifié de Glasgow-Blatchford au critère combiné de risque élevé observé.
| Métrique | Score initial | IC 95 % initial | Score modifié | IC 95 % modifié | Valeur p |
| Sensibilité | 96.69% | 92.48%-98.58% | 98.68% | 95.30%-99.64% | 0.317 |
| Spécificité | 40.00% | 33.68%-46.67% | 45.58% | 39.06%-52.26% | 0.041 |
| Valeur prédictive positive | 53.09% | 47.20%-58.89% | 56.02% | 50.01%-61.88% | 0.219 |
| Valeur prédictive négative | 94.51% | 87.95%-97.84% | 98.00% | 93.02%-99.43% | 0.038 |
| Précision | 63.39% | 58.34%-68.19% | 67.49% | 62.57%-72.06% | 0.112 |
| Kappa de Cohen | 0.189 | 0.111-0.267 | 0.253 | 0.175-0.331 | — |
| AUC | 0.742 | 0.691-0.792 | 0.781 | 0.733-0.829 | 0.047 |
Tableau 8 : Performance diagnostique comparative des scores de Glasgow-Blatchford initial et modifié pour le critère combiné de résultat à haut risque. Comparaison de la sensibilité, de la spécificité, de la valeur prédictive positive, de la valeur prédictive négative, de l'exactitude, du kappa de Cohen et de l'aire sous la courbe pour les deux scores.
| A. Répartition selon l'étiologie | ||
| Groupe | Saignement non variqueux | Saignement variqueux |
| Cohorte totale n = 366 | 304 (83,06 %) | 62 (16,94 %) |
| Groupe à résultat à faible risque n = 215 | 201 (93,49 %) | 14 (6,51 %) |
| Groupe à résultat à haut risque n = 151 | 103 (68,21 %) | 48 (31,79 %) |
| B. Performance diagnostique par sous-groupe | ||||||
| Sous-groupe | Métrique | Score de Glasgow-Blatchford initial | IC 95 % initial | Score de Glasgow-Blatchford modifié | IC 95 % modifié | Valeur p |
| Hémorragie non variqueuse n = 304 | Sensibilité | 98,06 % | 93,19 %–99,47 % | 99,03 % | 94,70 %–99,83 % | 0,412 |
| Spécificité | 39,30 % | 32,81 %–46,20 % | 46,77 % | 39,99 %–53,66 % | 0,036 | |
| Hémorragie variqueuse n = 62 | Sensibilité | 97,92 % | 89,10 %–99,63 % | 97,92 % | 89,10 %–99,63 % | 0,761 |
| Spécificité | 35,71 % | 16,34 %–61,24 % | 42,86 % | 21,38 %–67,41 % | 0,044 | |
Tableau 9 : Performance stratifiée selon l'étiologie du saignement. Répartition selon l'étiologie et performance diagnostique par sous-groupe de l'échelle de Glasgow-Blatchford initiale et de l'échelle de Glasgow-Blatchford modifiée dans les saignements non variqueux et variqueux.
| Métrique | Score de Glasgow-Blatchford initial | IC à 95 % | Score de Glasgow-Blatchford modifié | IC à 95 % | Valeur de p |
| Sensibilité | 88,89 % | 67,20 %–96,90 % | 94,44 % | 74,24 %–99,01 % | 0,041 |
| Spécificité | 39,08 % | 34,10 %–44,30 % | 45,69 % | 40,53 %–50,94 % | 0,028 |
| Valeur prédictive positive | 7,02 % | 4,37 %–11,09 % | 8,25 % | 5,10 %–13,10 % | 0,21 |
| Valeur prédictive négative | 98,55 % | 94,87 %–99,60 % | 99,38 % | 96,55 %–99,89 % | 0,084 |
| Exactitude | 41,53 % | 36,60 %–46,64 % | 48,09 % | 43,02 %–53,20 % | 0,117 |
| AUC | 0,781 | 0,692–0,870 | 0,824 | 0,748–0,901 | 0,049 |
Tableau 10 : Performance comparative des scores de Glasgow-Blatchford initial et modifié pour la prédiction de la mortalité en milieu hospitalier. Comparaison des mesures de performance diagnostique et de la surface sous la courbe pour la prédiction de la mortalité en milieu hospitalier.
Discussion
Les hémorragies aiguës du tube digestif supérieur restent une urgence cliniquement hétérogène, dans laquelle les différences de gravité physiologique, d'étiologie du saignement, de comorbidité et de réponse au traitement peuvent entraîner des variations importantes dans la prise en charge et le pronostic à court terme12. Même si les stratégies de réanimation, les traitements pharmacologiques et l'hémostase endoscopique ont progressé, la charge thérapeutique significative sur le plan clinique et la mortalité précoce restent fréquentes, en particulier chez les patients atteints de cirrhose, de compromis hémodynamique ou d'un saignement actif persistant13. Cette hétérogénéité explique pourquoi le triage pré-endoscopique continue de jouer un rôle central dans la prise en charge initiale et pourquoi les outils d'évaluation du risque applicables avant l'endoscopie conservent encore une pertinence pratique14.
Dans les parcours actuels de prise en charge des hémorragies aiguës du tube digestif supérieur, l'évaluation pré-endoscopique sert non seulement à estimer le pronostic, mais aussi à guider des décisions opérationnelles immédiates, notamment la nécessité d'une surveillance rapprochée, d'un soutien transfusionnel, d'une admission dans un service à intensité de soins plus élevée et la priorisation d'une endoscopie précoce15. Parmi les outils actuellement utilisés, le score original de Glasgow-Blatchford reste l'un des plus largement adoptés, car il a été conçu pour identifier les patients susceptibles de nécessiter une intervention clinique, plutôt que de se fonder uniquement sur les résultats endoscopiques16. Toutefois, sa limitation pratique réside dans le fait que plusieurs de ses composantes dépendent de la déclaration des symptômes, de l'évaluation des comorbidités ou de la qualité de la documentation lors d'une évaluation d'urgence, sensible au temps. En pratique clinique courante, cela peut réduire la reproductibilité entre évaluateurs et conduire à classer un nombre plus élevé de patients dans la catégorie à haut risque, ce qui n'est pas optimal pour la discrimination des patients à faible risque17.
La présente étude n'a pas cherché à élaborer un nouveau score. Elle a plutôt évalué si le score modifié de Glasgow-Blatchford pouvait constituer une approche de triage plus standardisée et objective, lorsque les deux scores étaient reconstruits rétrospectivement à partir de la même source de données au moment du diagnostic, dans une cohorte monocentrique. Au seuil comparatif prédéfini de 1 ou moins, le score modifié a montré une sensibilité, une spécificité, une valeur prédictive positive, une valeur prédictive négative, un accord et une aire sous la courbe supérieures à celles du score original de Glasgow-Blatchford, les gains les plus marqués étant observés pour la spécificité et la valeur prédictive négative. Du point de vue du triage, ces deux caractéristiques sont particulièrement pertinentes car elles renforcent la confiance dans l'identification des patients peu susceptibles de nécessiter une intensification des soins à l'hôpital, tout en conservant un niveau élevé de sensibilité18. En pratique, le score modifié a également classé 9 patients supplémentaires comme étant à faible risque et réduit le nombre de classifications erronées de faible risque (faux négatifs) de 5 à 2, suggérant ainsi une amélioration modeste mais potentiellement significative de la discrimination des patients à faible risque selon la règle comparatoire prédéfinie.
Plusieurs choix opérationnels ont été essentiels à la réussite de l'application de la méthode. Premièrement, les deux scores ont été reconstruits à partir de la même source de données temporelles au moment de la présentation, en utilisant les signes vitaux enregistrés lors de l'arrivée et les premières valeurs de laboratoire disponibles. Cela a minimisé les distorsions dues à la réanimation par fluides, aux transfusions ou à l'évolution physiologique ultérieure, et a permis de maintenir l'analyse en phase avec la question initiale de triage plutôt qu'avec une réévaluation ultérieure en milieu hospitalier. Deuxièmement, l'attribution des résultats s'est appuyée sur une définition opérationnelle préétablie qui distinguait une intervention thérapeutique d'une endoscopie diagnostique exclusive. Cette distinction était importante car la conséquence clinique d'une procédure purement diagnostique n'est pas équivalente à un traitement hémostatique ou à une intensification des soins. Troisièmement, les deux scores ont été calculés de manière rétrospective et n'ont donc pas orienté les décisions en temps réel concernant la transfusion, l'endoscopie, la chirurgie, le niveau d'admission ou la sortie du patient. Cela a réduit le biais d'intégration et renforcé la cohérence interne entre le flux opérationnel du protocole et l'analyse des résultats19.
Le présent protocole met également en évidence plusieurs modifications pratiques et problèmes de dépannage pertinents pour sa mise en œuvre. Dans une utilisation rétrospective basée sur les dossiers médicaux, la difficulté la plus fréquente est l'absence ou l'incohérence de la documentation des variables fondées sur les symptômes et de l'historique des comorbidités. Ce problème affecte de manière disproportionnée le score original de Glasgow-Blatchford, car le méléna, les syncopes, les maladies hépatiques et l'insuffisance cardiaque peuvent être documentés de façon variable selon les cliniciens et les moments dans le temps. Le score modifié réduit la dépendance à cette source de variabilité en s'appuyant uniquement sur des variables objectives mesurées au moment de l'admission. Un deuxième problème lié à la mise en œuvre concerne le moment du prélèvement biologique. Pour une utilisation fiable en triage précoce, le calcul du score doit être basé sur l'échantillon obtenu au tout début de l'admission, plutôt que sur des valeurs mesurées après l'administration de fluides, de produits sanguins ou une période d'observation prolongée. Un troisième point concerne la classification des résultats. Étant donné que les pratiques transfusionnelles et le moment de la réalisation d'une endoscopie thérapeutique peuvent varier d'un établissement à l'autre, ces critères de jugement doivent être définis explicitement et évalués de manière cohérente lors de l'extraction des données20. Ces considérations sont directement liées à la reproductibilité et doivent être considérées comme faisant partie intégrante de la méthode, et non comme des détails techniques secondaires.
Les résultats stratifiés par étiologie suggèrent que la valeur pratique du score modifié ne se limite pas à un seul sous-type de saignement aigu du tube digestif supérieur. La spécificité était plus élevée pour le score modifié dans les saignements non variqueux et variqueux, tandis que la sensibilité restait élevée dans les deux strates. Du point de vue de la mise en œuvre, ce profil soutient l'hypothèse que l'avantage d'une plus grande objectivité pourrait s'étendre à l'ensemble des étiologies fréquentes de saignement, plutôt que de se restreindre uniquement aux affections non variqueuses. En même temps, le sous-groupe variqueux dans la cohorte actuelle était de taille limitée, et ces estimations de sous-groupes doivent être interprétées avec prudence. Elles indiquent une cohérence de direction plutôt qu'une preuve définitive d'une performance équivalente dans tous les mécanismes de saignement21.
La prédiction de la mortalité représente un test plus exigeant de la discrimination pré-endoscopique que la prédiction d'intervention seule, car le décès reflète non seulement la gravité du saignement, mais aussi la fragilité sous-jacente, les maladies associées, le retard de consultation et la réponse au traitement. Dans la cohorte actuelle, le score modifié a montré une discrimination plus favorable concernant le décès en milieu hospitalier par rapport au score initial. Ce schéma est biologiquement et cliniquement plausible, car un score fondé sur des variables objectives pourrait traduire plus directement le retentissement physiologique au moment de la présentation. Toutefois, seuls 18 décès en milieu hospitalier ont été enregistrés, de sorte que les estimations spécifiques à la mortalité restent fondamentalement instables. Pour cette raison, les résultats relatifs à la mortalité doivent être interprétés comme des éléments de soutien plutôt que comme une preuve définitive, et ne doivent pas être extrapolés outre mesure comme une preuve de supériorité en matière de prédiction de la mortalité dans des populations plus larges22.
Plusieurs limites doivent être prises en compte lors de l'interprétation des résultats actuels. Premièrement, la conception rétrospective monocentrique introduit un biais de sélection potentiel et un biais d'information, et aucune cohorte externe de validation indépendante n'était disponible. L'étude doit donc être interprétée comme une analyse de validation interne et d'application plutôt que comme une preuve définitive de généralisabilité. Deuxièmement, le seuil prédéfini de 1 ou moins pour le score modifié de Glasgow-Blatchford a été utilisé comme règle opérationnelle comparative et n'a pas été recalibré dans cette cohorte. Troisièmement, le critère composite de résultat à haut risque comprenait la transfusion et l'intervention thérapeutique, deux éléments pouvant varier selon les pratiques institutionnelles et l'appréciation clinique du médecin, malgré des règles d'attribution cohérentes. Quatrièmement, deux cas à haut risque ont tout de même été classés comme à faible risque par le score modifié, soulignant qu'aucun score pré-endoscopique ne devrait être utilisé indépendamment de l'évaluation clinique, en particulier en cas de saignement persistant, de détérioration clinique ou de risque contextuel manifeste. Cinquièmement, l'étude a évalué uniquement les résultats survenant à l'hôpital et n'a pas évalué les événements post-hospitalisation, les récidives hémorragiques, les interventions différées ou la mortalité à long terme23. Outre ces limites de conception, la méthode elle-même présente des contraintes pratiques : elle dépend de résultats biologiques rapides, de la saisie précise des signes vitaux au premier contact, et de définitions opérationnelles cohérentes pour les résultats des interventions.
Malgré ces limites, les résultats soutiennent plusieurs applications pratiques futures. Le score modifié de Glasgow-Blatchford pourrait s'avérer utile comme complément standardisé dans les protocoles de triage des services d'urgence, en particulier dans les contextes où une évaluation rapide, objective et effectuée au moment de l'admission est privilégiée, et où la documentation fondée sur les symptômes peut être incohérente. Des études futures devraient valider ce score dans des cohortes multicentriques indépendantes, évaluer d'autres stratégies de seuils, quantifier les effets potentiels sur la réduction des hospitalisations et la sécurité des patients, et analyser la performance du score lorsqu'il est intégré de façon prospective aux flux habituels des services d'urgence, plutôt que reconstitué de manière rétrospective24. Des travaux supplémentaires axés sur la mise en œuvre devraient également examiner si son intégration dans des modèles structurés de triage ou dans des parcours d'aide électronique à la décision améliore la régularité de son utilisation sans augmenter les sorties prématurées à risque.
En résumé, la présente étude suggère que le score modifié de Glasgow-Blatchford pourrait offrir des avantages pratiques par rapport au score original de Glasgow-Blatchford pour le triage précoce des hémorragies aiguës du tube digestif supérieur, notamment grâce à une spécificité améliorée, une valeur prédictive négative accrue et une discrimination globale plus favorable selon le seuil comparatif prédéfini. La méthode semble particulièrement utile lorsque les données au moment de l'admission sont recueillies de manière cohérente, que les premières valeurs disponibles sont utilisées pour le calcul du score, et que les définitions des issues sont appliquées de façon uniforme lors de l'évaluation. Des études de validation externe plus larges ainsi que des recherches sur la mise en œuvre basées sur les flux de travail restent nécessaires avant de pouvoir recommander une adoption généralisée.
Déclarations de divulgation
Les auteurs déclarent qu’ils n’ont aucun conflit d’intérêts lié à ce manuscrit.
Remerciements
Ce travail a été soutenu par le projet « Évaluation de l'importance des scores GBS et mGBS pour améliorer le processus de diagnostic et de traitement des hémorragies aiguës du tube digestif supérieur » (subvention n° Zx-63000001-2023-067). Les auteurs tiennent également à remercier le personnel clinique et de recherche ayant participé à la collecte et à la gestion des données pour cette étude. Nous reconnaissons également l'aide statistique reçue pour l'analyse.
Matériaux
| Nom | Entreprise | Numéro de catalogue | Commentaires |
|---|---|---|---|
| Analyseur d'hématologie automatisé | Sysmex | XN-1000 | Analyseur représentatif utilisé pour les numérations sanguines complètes, y compris la mesure de l'hémoglobine. |
| Moniteur patient au lit | Philips | MX450 | Modèle représentatif : IntelliVue MX450 ; peut être utilisé comme moniteur alternatif pour l'évaluation physiologique au lit du patient. |
| Système de registre des transfusions sanguines | Spécifique à l'établissement | N/A | Utilisé pour confirmer les épisodes de transfusion de globules rouges concentrés durant l'hospitalisation. |
| Registre de dépistage des cas | Spécifique à l'établissement | N/A | Utilisé pour documenter les patients dépistés, exclus et inclus afin de constituer la cohorte et construire le diagramme de flux. |
| Analyseur de biochimie clinique | Roche Diagnostics | cobas c 311 | Analyseur représentatif utilisé pour les tests de biochimie sérique, y compris les dosages liés à l'azote uréique sanguin. |
| Pack d'analyse de courbe de décision | CRAN | rmda | Utilisé pour l'analyse de courbe de décision ; indiquer la version exacte du package installé utilisée dans l'environnement d'analyse final. |
| Système de dossier médical électronique (DME) | Spécifique à l'établissement | N/A | Utilisé pour extraire les caractéristiques démographiques, les symptômes initiaux, les comorbidités, les dossiers d'admission et les résultats durant l'hospitalisation. |
| Système de rapport d'endoscopie | Spécifique à l'établissement | N/A | Utilisé pour confirmer l'endoscopie thérapeutique et classer l'étiologie du saignement. |
| Système d'information hospitalier (SIH) | Spécifique à l'établissement | N/A | Utilisé pour l'identification rétrospective des cas éligibles aux urgences et des hospitalisations présentant un saignement aigu du tube digestif supérieur. |
| Système d'information de laboratoire (SIL) | Spécifique à l'établissement | N/A | Utilisé pour récupérer les premiers résultats de laboratoire disponibles à l'admission, y compris l'hémoglobine et l'azote uréique sanguin. |
| Pack d'analyse ROC | CRAN | pROC version 1.19.0.1 | Utilisé pour la génération de la courbe ROC, l'estimation de l'aire sous la courbe, le calcul des intervalles de confiance et la comparaison des courbes ROC. |
| Fiche de calcul du score | Spécifique à l'établissement | N/A | Utilisée pour calculer le score de Glasgow-Blatchford et le score de Glasgow-Blatchford modifié à partir des variables cliniques extraites. |
| Logiciel de tableur | Microsoft | N/A | Utilisé pour le regroupement initial des données, la vérification des variables et la préparation du jeu de données d'analyse. |
| Logiciel d'analyse statistique | IBM | SPSS Statistics 26.0 | Utilisé pour les statistiques descriptives, l'analyse des tableaux de contingence et la comparaison des métriques de performance diagnostique. |
| Environnement de calcul statistique | R Foundation for Statistical Computing | R version 4.5.3 | Utilisé pour l'analyse ROC, l'estimation des intervalles de confiance et les analyses statistiques complémentaires. |
| Système de registre chirurgical | Spécifique à l'établissement | N/A | Utilisé pour confirmer les interventions chirurgicales liées au saignement durant l'hospitalisation. |
| Réactif urée/ANS | Roche Diagnostics | 5171873190 | Réactif UREAL urée/ANS pour systèmes cobas c ; réactif représentatif pour la mesure de l'azote uréique sanguin. |
| Gastroscope vidéo | Olympus | GIF-HQ190 | Endoscope représentatif des voies digestives supérieures utilisé pour l'endoscopie diagnostique et thérapeutique. |
| Centre de système vidéo | Olympus | CV-190 | Processeur d'endoscopie représentatif, compatible avec le flux de travail EVIS EXERA III. |
| Moniteur des signes vitaux | Baxter (Welch Allyn) | CSM | Modèle représentatif : Connex Spot Monitor ; utilisé pour enregistrer les signes vitaux au triage, y compris la pression artérielle systolique et la fréquence cardiaque. |
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