Cette étude a élaboré un nomogramme basé sur les variables d'admission pour prédire la détérioration neurologique précoce après un infarctus sous-cortical mineur, et a rapporté une validation interne par rééchantillonnage bootstrap, des analyses de sensibilité concernant l'imagerie et le traitement, ainsi qu'une analyse en point temporel à 24 h de la variabilité de la pression artérielle.
Article de recherche
Nomogramme des paramètres d'admission pour la détérioration neurologique précoce après un petit infarctus sous-cortical mineur : une étude de cohorte rétrospective
Dans cet article
Résumé
Résumé
La détérioration neurologique précoce (DNP) était fréquente après un infarctus sous-cortical mineur, mais la prédiction était compliquée par des mécanismes hétérogènes, incluant la maladie intrinsèque des petits vaisseaux et la maladie athéromateuse des branches (BAD). Une analyse rétrospective a inclus 240 patients admis dans les 24 heures suivant le début des symptômes avec un score à l'échelle d'attaque cérébrale des National Institutes of Health (NIHSS) de 5 ou moins. La DNP était définie par une augmentation d'au moins 2 points NIHSS dans les 72 heures suivant l'admission. Le modèle logistique principal retenait la pression artérielle systolique (PAS) à l'admission comme variable continue et incluait le NIHSS de base, le ratio neutrophiles-lymphocytes (NLR) et une sténose vasculaire d'au moins 50 %. Une spline cubique restreinte à trois nœuds a été utilisée pour évaluer la non-linéarité de la PAS. La validation interne a utilisé 1 000 rééchantillonnages bootstrap, et la calibration a utilisé les prédictions bootstrap hors sac. La DNP s'est produite chez 54 des 240 patients (22,5 %). Pour chaque augmentation de 10 mmHg de la PAS, le rapport de cotes ajusté (OR) était de 1,19 (intervalle de confiance [IC] à 95 %, 1,04–1,36) ; les OR correspondants étaient de 1,36 (1,04–1,78) par point NIHSS, de 1,34 (1,10–1,62) par unité NLR, et de 2,21 (1,13–4,31) pour la sténose. Aucune preuve de non-linéarité de la PAS n'a été trouvée (P = 0,595). Le modèle principal avait une aire apparente sous la courbe caractéristique de fonctionnement du récepteur (AUC) de 0,762 (IC bootstrap à 95 %, 0,686–0,826), une AUC corrigée de l'optimisme de 0,741, et un score de Brier hors sac de 0,158. Les analyses par IRM seule, exclusion de la sténose de l'artère parente, et DNP ischémique étaient concordantes en direction. Une BAD suspectée était présente dans 83,3 % des cas de DNP et améliorait sensiblement la performance dans un modèle exploratoire élargi, soulignant l'hétérogénéité étiologique. Dans une analyse en point temporel à 24 heures, l'ajout de la variabilité de la PAS améliorait la discrimination pour la détérioration après 24 heures, mais ces paramètres post-admission n'étaient pas inclus dans le modèle basé uniquement sur les données d'admission. Le nomogramme fournissait une estimation pronostique validée en interne pour un monitoring et une réévaluation renforcés ; une validation externe était nécessaire avant toute sélection thérapeutique ou mise en œuvre au chevet du patient.
Introduction
L'accident vasculaire cérébral ischémique aigu reste une cause majeure de décès et d'invalidité à long terme dans le monde entier1. Un score bas au départ à l'échelle d'évaluation des accidents vasculaires cérébraux du National Institutes of Health (NIHSS) était souvent décrit comme un accident vasculaire cérébral mineur, mais le terme « mineur » reflétait le déficit mesuré au moment du diagnostic plutôt qu'une stabilité biologique ou l'absence de handicap. Initialement, une faiblesse légère, une altération de la marche, une dysarthrie ou une perte de la fonction de la main pouvaient s'aggraver durant la première heure ou les premiers jours. Cette détérioration neurologique précoce (DNP) pouvait modifier les besoins de surveillance, la réévaluation diagnostique, la planification de la rééducation et le pronostic. Dans les AVC lacunaires ou sous-corticaux petits, des données regroupées indiquaient que la DNP survenait chez environ un cinquième à un quart des patients ; une augmentation d'au moins 2 points à l'échelle NIHSS était le seuil le plus fréquemment utilisé et produisait des estimations relativement cohérentes2. Les patients dont l'état s'était détérioré présentaient des résultats fonctionnels plus défavorables que ceux dont l'état était resté stable3.
La définition du phénotype sous-jacent nécessitait également une attention particulière. Une petite infarctus sous-cortical décrivait un schéma anatomique, une occlusion des petites artères constituait une classification étiologique, et un syndrome lacunaire correspondait à une présentation clinique. Ces concepts se recoupaient, mais n'étaient pas interchangeables. Un syndrome compatible pouvait résulter d'une lésion perforante intrinsèque, d'une plaque au niveau de l'origine d'une artère perforante ou d'une athérosclérose de l'artère mère, et une classification courante ne permettait pas toujours de distinguer ces mécanismes4. La lipohyalinose, le micro-athérome, la propagation du thrombus, une vascularisation collatérale altérée et la maladie de l'artère mère pouvaient coexister5,6. La maladie athéromateuse des branches (BAD), souvent déduite d'une lésion d'au moins 15 mm de diamètre, d'une atteinte d'au moins trois coupes axiales ou d'une extension vers la surface pontique ventrale, était particulièrement associée à une progression7. L'imagerie par résonance magnétique en pondération diffusion améliorait la confirmation de la lésion, tandis que la tomodensitométrie permettait d'exclure une hémorragie sans visualiser directement un petit infarctus sous-cortical aigu. Par conséquent, le terme plus général « infarctus sous-cortical mineur » a été utilisé, et les incertitudes liées à l'imagerie et à la BAD ont été explicitement examinées.
Les artères perforantes profondes présentaient des connexions collatérales limitées, et une légère augmentation du volume de la lésion pouvait interrompre des voies stratégiques densément regroupées. Un déficit neurologique aggravé (END) pouvait donc refléter une extension de l'ischémie, une propagation du thrombus le long d'un perforant, un œdème, une ischémie récidivante ou des fluctuations de la perfusion. L'inflammation liée à l'ischémie et les lésions endothéliales pouvaient en outre amplifier les dommages tissulaires8. Bien que ces mécanismes n'aient pas été mesurés directement à l'aide d'un modèle au chevet du patient, des variables cliniques, biologiques et vasculaires couramment disponibles pourraient servir de marqueurs pratiques de la vulnérabilité tissulaire.
La pression artérielle (PA) à l'admission était l'un de ces marqueurs, mais son interprétation était complexe. Une pression artérielle systolique (PAS) élevée pouvait traduire une hypertension chronique, un stress aigu ou une compensation destinée à préserver la perfusion ; une pression excessive pouvait également contribuer à un stress endothélial et sur la barrière hémato-encéphalique lorsque l'autorégulation était altérée9,10. L'association était donc plutôt de nature pronostique que nécessairement causale. Le score NIHSS de base, lorsqu'il était complété par la PAS, résumait la gravité neurologique initiale et pouvait indirectement refléter l'importance de la lésion ou l'atteinte de voies stratégiques. La modélisation continue de la PAS évitait de supposer qu'un seuil unique, dérivé des données, séparait les patients à faible et à haut risque, tandis qu'une évaluation de la non-linéarité permettait de déterminer si une tendance linéaire simple était adéquate.
Les mesures inflammatoires et vasculaires pourraient apporter des informations supplémentaires. Le ratio neutrophiles-lymphocytes (NLR) était peu coûteux, rapidement disponible et résumait l'équilibre entre les neutrophiles et les lymphocytes circulants. Un NLR élevé a été associé à l'aggravation neurologique précoce (END), bien qu'il reste un marqueur non spécifique influencé par les infections, le stress physiologique et les comorbidités11. La sténose artérielle enregistrée pourrait indiquer une charge athéroscléreuse, une perfusion compromise ou un mécanisme artériel parent dans une présentation lacunaire apparente. La combinaison de la pression artérielle systolique (SBP), du score NIHSS de base, du NLR et de la sténose pourrait donc représenter les dimensions hémodynamique, clinique, inflammatoire et vasculaire du risque, sans recourir à des biomarqueurs spécialisés.
La pression artérielle (PA) a également changé après l'admission. La variabilité à court terme de la PA avait été associée à l'aggravation neurologique (END)12, potentiellement par une perfusion instable lorsque l'autorégulation était altérée. Toutefois, les indices de variabilité nécessitaient des mesures répétées, n'étaient pas disponibles à l'admission et pouvaient être influencés par une détérioration ou un traitement. Ajouter directement ces indices à un modèle de référence aurait créé un décalage temporel. Une analyse de repère (landmark) sur 24 heures chez les patients restés sans aggravation neurologique (END) pourrait plutôt évaluer si l'accumulation d'informations sur la pression artérielle améliore la prédiction d'une détérioration ultérieure.
Les scores END publiés ont été établis à partir de populations différentes et ne peuvent être considérés comme directement transférables à la cohorte. Un score progressif d'infarctus lacunaire utilisait le diabète, la pression artérielle diastolique, le syndrome moteur pur et l'athéromatose intracrânienne asymptomatique13, tandis qu'un score de détérioration neurologique d'origine ischémique chez les patients ayant subi un infarctus mineur thrombolyse avec occlusion d'un gros vaisseau s'appuyait sur le site d'occlusion et la longueur du thrombus14. Ces prédicteurs reflétaient des mécanismes, des traitements et des critères d'éligibilité différents. De plus, un avantage apparent du modèle multivarié dans l'échantillon de développement pourrait s'atténuer après correction du surajustement. Une validation interne, une évaluation de la calibration et des analyses de sensibilité étaient donc nécessaires avant toute application au chevet du patient ou comparaison avec des outils existants.
La cohorte rétrospective a été réanalysée afin d'élaborer un nomogramme fondé sur les variables d'admission pour prédire l'aggravation neurologique précoce (END) après un petit infarctus sous-cortical mineur. L'analyse avait pour objectif de rendre compte de manière transparente des procédures d'imagerie, de traitement aigu, de gestion des données manquantes et de détermination des résultats ; de conserver la pression artérielle systolique (SBP) sous forme continue, d'évaluer la non-linéarité et de quantifier l'optimisme interne ; ainsi que de tester la robustesse du modèle dans des analyses restreintes à l'IRM seule, aux cas avec sténose de l'artère mère, au syndrome BAD, à l'END ischémique et aux analyses ajustées sur le traitement. Une analyse distincte basée sur un repère temporel de 24 heures a permis de distinguer la prédiction dynamique utilisant la variabilité de la pression artérielle de la prédiction fondée sur les données initiales. On a émis l'hypothèse que la SBP à l'admission, le score NIHSS de base, le rapport neutrophiles/lymphocytes (NLR) et la présence d'une sténose vasculaire enregistrée fourniraient des informations pronostiques complémentaires. Ce modèle visait à soutenir une surveillance renforcée et une réévaluation rapide, sans établir de lien de causalité, imposer un traitement ou suggérer une amélioration des résultats en l'absence de validation externe prospective.
Protocole
L'étude a été menée conformément à la Déclaration d'Helsinki et a été approuvée par le comité d'éthique institutionnel de l'Hôpital central municipal de Jinhua (n° 2022129). L'exigence de consentement éclairé écrit a été levée car seules des données rétrospectives anonymisées ont été analysées. Les outils de recherche utilisés dans ce protocole sont répertoriés dans le Tableau des matériaux.
1. Conception de l'étude et population source
Une étude de cohorte observationnelle rétrospective a été menée au centre intégré de prise en charge de l'AVC de l'Hôpital central municipal de Jinhua, Zhejiang, Chine. Les admissions consécutives survenues entre juin 2024 et septembre 2025 ont été examinées. Les patients ont été inclus s'ils avaient été admis dans les 24 h suivant le début des symptômes, présentaient un score NIHSS de base inférieur ou égal à 5, et avaient reçu un diagnostic d'accident ischémique mineur établi par l'équipe traitante, compatible avec un processus sous-cortical ou touchant un territoire perforant. Les patients ont été exclus en cas de sous-types étiologiques documentés autres, de score NIHSS de base supérieur à 5, d'intervalle entre le début des symptômes et l'admission supérieur à 24 h, de dysfonctionnement neurologique préexistant sévère ou de maladie systémique sévère, ou de données cliniques ou d'imagerie de base incomplètes. Chaque exclusion a été notée dans le diagramme de flux.
2. Classification étiologique et imagerie cérébrale
La classification étiologique attribuée lors des soins courants par l'équipe médicale traitant l'accident vasculaire cérébral a été extraite. Étant donné qu'il s'agissait d'une étude rétrospective basée sur les dossiers électroniques, cette attribution n'a pas été considérée comme prospective, centralisée, aveugle ou réévaluée indépendamment. Pour les cas confirmés par IRM, une lésion sous-corticale aiguë compatible avec le syndrome neurologique en imagerie en diffusion, avec une anomalie correspondante du coefficient de diffusion apparente et en l'absence d'infarctus cortical, était requise. Pour les cas basés uniquement sur le scanner, l'exclusion d'une hémorragie et d'un infarctus cortical territorial, associée à un syndrome clinique lacunaire compatible, était nécessaire. Le scanner seul a été reconnu comme potentiellement incapable de confirmer directement un petit infarctus sous-cortical aigu.
Le mode d'imagerie, le délai entre l'apparition des symptômes et l'imagerie, le diamètre lésionnel maximal, l'épaisseur des coupes, le nombre de coupes axiales touchées, l'atteinte de la surface ventrale du pont, la sténose de l'artère mère et la sténose non responsable ont été enregistrés. La BAD suspectée a été définie comme la présence d'au moins un des critères suivants : un diamètre lésionnel maximal d'au moins 15 mm, une atteinte d'au moins trois coupes axiales ou une atteinte de la surface ventrale du pont. Les données détaillées concernant le côté lésionnel, la localisation anatomique, le segment artériel responsable, ainsi qu'une relecture indépendante traçable et en aveugle n'étaient pas disponibles et n'ont pas été imputées.
3. Évaluation angiographique de la sténose
Les mesures de sténose par angiographie tomodensitométrique (CTA) ou par imagerie par résonance magnétique (MRA) ont été extraites des comptes rendus d'imagerie clinique. Le pourcentage de sténose intracrânienne a été calculé à l'aide de la formule WASID :
[1 - (diamètre au lumen le plus étroit
/diamètre de l'artère adjacente de référence normale)] x 10015
Une sténose de l'artère mère a été définie comme un rétrécissement d'au moins 50 % dans l'artère irriguant le territoire d'infarctus. Une sténose non responsable a été définie comme un rétrécissement d'au moins 50 % en dehors de ce territoire. La variable principale du modèle, toute sténose vasculaire d'au moins 50 %, était considérée comme positive si l'une ou l'autre composante était positive. Comme le segment artériel responsable n'avait pas été conservé, les mesures spécifiques à chaque segment n'ont pas pu être vérifiées indépendamment.
4. Variables cliniques, biologiques et thérapeutiques de base
L’âge, le sexe, les antécédents vasculaires, le tabagisme, la consommation d’alcool, l’utilisation préalable à l’AVC d’antiagrégants plaquettaires, le score préalable à l’AVC à l’échelle de Rankin modifiée, le délai entre le début des symptômes et l’admission, la pression artérielle systolique (PAS) et diastolique (PAD) à l’admission, le score NIHSS initial, le nombre de plaquettes, la glycémie, le nombre de neutrophiles, le nombre de lymphocytes et le moment du prélèvement sanguin ont été recueillis. Le rapport neutrophiles/lymphocytes (NLR) a été calculé en divisant le nombre absolu de neutrophiles par le nombre absolu de lymphocytes.
La thrombolyse intraveineuse, la stratégie antiplaquettaire unique versus double, le moment de début du traitement après l'admission, l'intensité des statines, le traitement de réduction de la pression artérielle durant l'hospitalisation, la gestion de la glycémie, l'anticoagulation et le moment enregistré de l'exposition aux antithrombotiques par rapport au prélèvement sanguin ont été rapportés. Aucun participant n'a reçu d'anticoagulation durant l'hospitalisation. Le volume de liquide intraveineux n'a pas été inclus car il n'était pas fiablement récupérable. Ces interventions ont été considérées comme des facteurs de confusion potentiels ou des conséquences de l'état clinique plutôt que comme des expositions randomisées.
5. Évaluations neurologiques et aggravation neurologique précoce (END)
Les scores de l'échelle NIHSS, documentés à l'admission, environ 24 et 72 heures après, ont été utilisés, et des évaluations supplémentaires déclenchées par une détérioration clinique ont également été incluses. Les scores ont été enregistrés par l'équipe habituelle de prise en charge des AVC. L'aveugle du prédicteur et la double évaluation centralisée n'ont pas été documentées. L'aggravation neurologique précoce (END) principale a été définie comme une augmentation d'au moins 2 points au total sur l'échelle NIHSS dans les 72 heures suivant l'admission par rapport à la valeur initiale, conformément à la littérature actuelle sur les AVC lacunaires2,3. L'heure et la cause documentée de la détérioration ont été notées. Toute détérioration justifiant l'inclusion, quelle qu'en soit la cause, a été prise en compte dans le critère de jugement principal, et le modèle a été répété en utilisant uniquement l'END d'origine ischémique.
6. Gestion des données manquantes
La présence de données manquantes a été vérifiée avant l'analyse. Pour trois dossiers présentant une valeur NLR brute manquante mais pour lesquels les chiffres absolus de neutrophiles et de lymphocytes étaient disponibles, le NLR a été calculé de manière déterministe. Pour quatre dossiers présentant un écart-type (SD) systolique sur 24 h manquant mais pour lesquels la pression artérielle systolique moyenne et le coefficient de variation étaient disponibles, l'écart-type a été calculé comme suit : coefficient de variation × pression artérielle systolique moyenne. Après ces dérivations déterministes, les quatre prédicteurs principaux ainsi que le critère de jugement étaient complets, et les 240 patients ont été inclus dans le modèle principal sans imputation multiple. Le seul dossier présentant un statut relatif à l'antithrombotique avant prélèvement sanguin manquant a été exclu uniquement du modèle exploratoire ajusté sur le traitement.
7. Analyse statistique et élaboration du modèle
Les variables continues approximativement symétriques ont été résumées par la moyenne ± écart-type, et les variables asymétriques ou ordinales par la médiane (écart interquartile). Des tests t de Welch ou des tests U de Mann-Whitney ont été utilisés selon le cas. Les variables catégorielles ont été résumées par n (%) et comparées à l’aide de tests du chi-deux ou de tests exacts de Fisher.
Le modèle principal de régression logistique comprenait la pression artérielle systolique (SBP) continue à l'admission, normalisée par tranche de 10 mmHg, le NIHSS de base par point, le rapport NLR par unité, et la présence d'une sténose vasculaire d'au moins 50 %. L'ordonnée à l'origine, les coefficients, les erreurs standards, les rapports de cotes (OR), les intervalles de confiance à 95 % et les valeurs de P bilatérales ont été rapportés. La non-linéarité de la SBP a été évaluée à l'aide d'une spline cubique restreinte à trois nœuds situés aux 10e, 50e et 90e percentiles (130,9, 157,0 et 194,0 mmHg), ajustée pour le NIHSS, le NLR et la sténose. Un test du rapport de vraisemblance a été utilisé pour le terme non linéaire. Le terme linéaire de la SBP a été utilisé lorsque la non-linéarité n'était pas confirmée.
Un seuil de PAS de 169 mmHg a été conservé uniquement dans le cadre d'une analyse secondaire simplifiée. Ce seuil a été choisi à l'aide de l'indice de Youden maximal dans les données de développement, et l'incertitude liée au seuil de coupure a été quantifiée à l'aide de 1 000 rééchantillonnages bootstrap. Le score non validé de 0 à 12 et les catégories à faible, intermédiaire et haut risque n'ont pas été réinstaurés.
La discrimination a été estimée à l'aide de la surface sous la courbe (AUC) et de l'intervalle de confiance à 95 % par rééchantillonnage bootstrap. Le modèle combiné a été comparé à chacun de ses composants à l'aide de différences bootstrap appariées, et aucune supériorité n'a été affirmée lorsque l'intervalle de confiance de la différence incluait zéro. Le biais d'optimisme a été estimé par 1 000 rééchantillonnages bootstrap. Des prédictions bootstrap hors sac ont été générées pour la calibration et le calcul du score de Brier. Une analyse de courbe décisionnelle a été réalisée uniquement pour des probabilités seuils comprises entre 5 % et 30 %, pour lesquelles l'action modélisée consistait en une observation neurologique renforcée et une réévaluation clinique plutôt qu'en un traitement automatique.
Des analyses de sensibilité ont été réalisées dans la cohorte IRM uniquement, après exclusion d'une sténose de l'artère mère d'au moins 50 %, après exclusion d'un BAD suspecté et en utilisant uniquement l'aggravation d'origine ischémique. Des modèles élargis exploratoires pénalisés par ridge contenant des variables d'imagerie, d'heure de début et de traitement ont été ajustés afin de réduire l'instabilité. Dans une analyse en point temporel (landmark) à 24 h, les patients ayant présenté une détérioration avant 24 h ont été exclus, et un modèle en point temporel a été comparé à des modèles ajoutant l'écart-type de la PAS, le coefficient de variation (CV) ou la variabilité réelle moyenne (ARV). Ces modèles ont été interprétés comme des prédictions dynamiques post-admission. Les principes de reporting transparent des modèles prédictifs ont été suivis16. L'analyse de révision reproductible a été réalisée à l'aide de Python 3.13.5, pandas 2.3.3, NumPy 2.3.3 et SciPy 1.16.2.
Résultats
Cohorte et caractéristiques de base
Sur 965 patients dépistés, 240 ont été inclus (Figure 1). Parmi les patients inclus, 194 (80,8 %) ont bénéficié d'une IRM, et 46 (19,2 %) ont été classés à l'aide d'images obtenues uniquement par tomodensitométrie. Un END s'est produit chez 54 patients (22,5 %). Le score NIHSS de base était de 3 (EIQ, 2–4) dans le groupe END et de 2 (EIQ, 1–3) dans le groupe sans END (P < 0,001). Le taux LNR était respectivement de 3,2 (EIQ, 2,7–4,3) et de 2,3 (EIQ, 1,8–3,2) (P < 0,001). La pression artérielle systolique à l'admission était de 169,1 ± 25,8 mmHg dans le groupe END et de 156,5 ± 24,5 mmHg dans le groupe sans END (P = 0,002). Une sténose vasculaire d'au moins 50 % était présente chez 31 des 54 patients (57,4 %) du groupe END et chez 69 des 186 patients (37,1 %) du groupe sans END (P = 0,008). Une BAD suspectée était présente chez 45 des 54 patients (83,3 %) du groupe END et chez 41 des 186 patients (22,0 %) du groupe sans END (P < 0,001). Le délai médian entre l'admission et le début du traitement était de 2,7 h (EIQ, 2,0–3,9) dans le groupe END et de 3,2 h (EIQ, 2,1–4,9) dans le groupe sans END (P = 0,104). Aucun participant n'a reçu d'anticoagulation à l'hôpital. Les caractéristiques cliniques, d'imagerie et thérapeutiques de base sont indiquées dans le tableau 1.
Figure 1 : Flux de la cohorte d'étude. Sur 965 patients dépistés, 725 ont été exclus et 240 ont été inclus dans la cohorte de développement ; 194 ont subi une IRM, et 46 ont été classés uniquement à l'aide du scanner. La cohorte comprenait 186 patients sans aggravation neurologique précoce (END) et 54 patients avec END dans les 72 heures. Les valeurs sont exprimées en n ou n (%). Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.
| Caractéristique | Global (n = 240) | Absence de détérioration neurologique précoce (n = 186) | Détérioration neurologique précoce (n = 54) | Valeur P | Données manquantes, n |
| Âge, années | 63,4 ± 11,1 | 63,6 ± 11,4 | 62,9 ± 10,2 | 0,665 | 0 |
| Sexe masculin | 159 (66,2 %) | 128 (68,8 %) | 31 (57,4 %) | 0,119 | 0 |
| Hypertension | 145 (60,4 %) | 114 (61,3 %) | 31 (57,4 %) | 0,607 | 0 |
| Diabète sucré | 61 (25,4 %) | 44 (23,7 %) | 17 (31,5 %) | 0,245 | 0 |
| Maladie coronarienne | 13 (5,4 %) | 10 (5,4 %) | 3 (5,6 %) | 1 | 0 |
| Antécédent d'accident vasculaire cérébral ou d'AIT | 23 (9,6 %) | 17 (9,1 %) | 6 (11,1 %) | 0,665 | 0 |
| Tabagisme actuel | 101 (42,1 %) | 79 (42,5 %) | 22 (40,7 %) | 0,82 | 0 |
| Consommation d'alcool | 77 (32,1 %) | 58 (31,2 %) | 19 (35,2 %) | 0,579 | 0 |
| Utilisation préalable à l'accident d'un antiagrégant plaquettaire | 25 (10,4 %) | 22 (11,8 %) | 3 (5,6 %) | 0,184 | 0 |
| Délai entre le début des symptômes et l'admission, heures | 12,9 (7,9–17,7) | 13,4 (8,1–18,3) | 12,1 (6,4–14,9) | 0,046 | 0 |
| Pression artérielle systolique à l'admission, mmHg | 159,3 ± 25,3 | 156,5 ± 24,5 | 169,1 ± 25,8 | 0,002 | 0 |
| Pression artérielle diastolique à l'admission, mmHg | 89,6 ± 15,9 | 87,9 ± 15,2 | 95,4 ± 16,7 | 0,004 | 0 |
| Score NIHSS au départ | 2,0 (1,0–3,0) | 2,0 (1,0–3,0) | 3,0 (2,0–4,0) | <0,001 | 0 |
| Rapport neutrophiles-lymphocytes (NLR) | 2,6 (1,9–3,5) | 2,3 (1,8–3,2) | 3,2 (2,7–4,3) | <0,001 | 0 |
| Numération des plaquettes, ×10⁹/L | 207,0 ± 57,7 | 204,3 ± 55,6 | 216,3 ± 64,2 | 0,216 | 0 |
| Glycémie, mmol/L | 5,1 (4,5–6,3) | 5,0 (4,5–6,1) | 5,5 (4,6–7,1) | 0,042 | 0 |
| IRM utilisée pour la classification de l'infarctus index | 194 (80,8 %) | 151 (81,2 %) | 43 (79,6 %) | 0,799 | 0 |
| Scanner utilisé pour la classification de l'infarctus index | 46 (19,2 %) | 35 (18,8 %) | 11 (20,4 %) | 0,799 | 0 |
| Diamètre lésionnel maximal, mm | 12,4 (10,3–15,0) | 12,1 (9,9–13,7) | 17,2 (13,2–20,2) | <0,001 | 0 |
| Maladie athéromateuse suspectée d'une branche | 86 (35,8 %) | 41 (22,0 %) | 45 (83,3 %) | <0,001 | 0 |
| Sténose de l'artère mère ≥50 % | 26 (10,8 %) | 16 (8,6 %) | 10 (18,5 %) | 0,039 | 0 |
| Sténose non responsable ≥50 % | 74 (30,8 %) | 53 (28,5 %) | 21 (38,9 %) | 0,145 | 0 |
| Sténose vasculaire quelconque ≥50 % | 100 (41,7 %) | 69 (37,1 %) | 31 (57,4 %) | 0,008 | 0 |
| Thrombolyse intraveineuse | 35 (14,6 %) | 27 (14,5 %) | 8 (14,8 %) | 0,956 | 0 |
| Traitement par double antiagrégant plaquettaire | 127 (52,9 %) | 102 (54,8 %) | 25 (46,3 %) | 0,268 | 0 |
| Traitement par simple antiagrégant plaquettaire | 113 (47,1 %) | 84 (45,2 %) | 29 (53,7 %) | 0,268 | 0 |
| Statine à forte intensité | 170 (70,8 %) | 129 (69,4 %) | 41 (75,9 %) | 0,35 | 0 |
| Traitement hospitalier de réduction de la pression artérielle | 113 (47,1 %) | 79 (42,5 %) | 34 (63,0 %) | 0,008 | 0 |
| Intervention de gestion de la glycémie | 18 (7,5 %) | 16 (8,6 %) | 2 (3,7 %) | 0,378 | 0 |
| Délai entre l'admission et le début du traitement, heures | 3,1 (2,1–4,7) | 3,2 (2,1–4,9) | 2,7 (2,0–3,9) | 0,104 | 0 |
| Anticoagulation pendant l'hospitalisation | 0 (0,0 %) | 0 (0,0 %) | 0 (0,0 %) | NA | 0 |
| Exposition aux antithrombotiques avant le prélèvement sanguin, enregistrée | 201 (84,1 %) | 153 (82,7 %) | 48 (88,9 %) | 0,274 | 1 |
| Les valeurs sont exprimées en moyenne ± écart-type, médiane (écart interquartile) ou n (%), selon les cas. Les valeurs P ont été obtenues à l’aide du test t de Welch, du test U de Mann-Whitney, du test du chi-deux ou du test exact de Fisher, selon le cas. « Données manquantes, n » indique le nombre d’enregistrements indisponibles. Le délai entre l’admission et le début du traitement est mesuré après l’admission. Aucun participant n’a reçu d’anticoagulation ; aucune valeur P comparant les groupes n’a été calculée. BAD : maladie athéromateuse de branche ; PA : pression artérielle ; CT : tomodensitométrie ; PAD : pression artérielle diastolique ; DNP : détérioration neurologique précoce ; EIQ : écart interquartile ; IRM : imagerie par résonance magnétique ; NIHSS : échelle d’évaluation des accidents vasculaires cérébraux des National Institutes of Health ; NLR : rapport neutrophiles-lymphocytes ; PAS : pression artérielle systolique ; ÉT : écart-type ; AIT : accident ischémique transitoire. | |||||
Tableau 1 : Caractéristiques cliniques, d'imagerie et thérapeutiques de base. Les variables approximativement symétriques sont présentées comme moyenne ± écart-type, les variables asymétriques ou ordinales comme médiane (écart interquartile), et les variables catégorielles comme n (%). Le moment de début du traitement a été mesuré en heures après l'admission. Aucune anticoagulation n'était présente chez tous les participants ; par conséquent, aucune valeur P intergroupes n'a été calculée.
Les valeurs sont exprimées en moyenne ± écart-type, médiane (écart interquartile), ou n (%), selon l'indication. Les valeurs de P ont été obtenues à l'aide du test t de Welch, du test U de Mann-Whitney, du test du chi-deux ou du test exact de Fisher, selon le cas. L'absence de n indique des enregistrements indisponibles. Le moment de début du traitement est mesuré après l'admission. Aucune anticoagulation n'a été administrée à aucun participant ; aucune valeur de P entre groupes n'a été calculée. BAD, maladie athéromateuse des branches ; BP, pression artérielle ; CT, tomodensitométrie ; DBP, pression artérielle diastolique ; END, détérioration neurologique précoce ; IQR, écart interquartile ; IRM, imagerie par résonance magnétique ; NIHSS, échelle d'AVC des National Institutes of Health ; NLR, rapport neutrophiles-lymphocytes ; SBP, pression artérielle systolique ; SD, écart-type ; TIA, accident ischémique transitoire.
Modèle principal, analyse par spline, nomogramme et seuil simplifié
L'analyse par spline cubique restreinte à trois nœuds n'a pas révélé d'association non linéaire entre la PAS et le END (P de rapport de vraisemblance = 0,595 ; Figure 2). La PAS linéaire continue a donc été conservée dans le modèle principal. Le seuil secondaire de 169 mmHg présentait une sensibilité de 53,7 % et une spécificité de 72,0 %. Son intervalle de bootstrap à 95 % était compris entre 153 et 183 mmHg, indiquant une dépendance à la cohorte. Dans le modèle binaire simplifié de la PAS, une PAS d'au moins 169 mmHg était associée à un OR de 2,69 (IC à 95 %, 1,38–5,23 ; P = 0,004) après ajustement sur l'indice NIHSS, le rapport NLR et la sténose (Tableau supplémentaire 1).
Figure 2 : Association par spline cubique restreinte entre la PAS à l'admission et l'END. L'analyse a inclus 240 participants et 54 événements d'END. Trois nœuds ont été placés à 130,9, 157,0 et 194,0 mmHg ; 157,0 mmHg était la référence. Les OR ajustés et les IC de Wald à 95 % ont été estimés après ajustement sur le NIHSS de base, le NLR et toute sténose d'au moins 50 %. Le test de non-linéarité n'était pas significatif (P = 0,595). Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.
La PAS et la PAD étaient modérément corrélées (r de Pearson = 0,71). Dans le modèle de sensibilité conjoint PAS-PAD, la PAS n'était pas indépendamment associée à l'END (OR, 1,04 par 10 mmHg ; IC à 95 %, 0,86–1,26 ; P = 0,689), tandis que la PAD était limite (OR, 1,35 par 10 mmHg ; IC à 95 %, 0,99–1,84 ; P = 0,058). Le NIHSS de base, le NLR et la sténose sont restés associés à l'END dans le modèle conjoint (Tableau supplémentaire 2).
Dans le modèle logistique multivarié principal, l'ordonnée à l'origine était de −6,1206 (EE, 1,2121). L'OR par 10 mmHg de PAS plus élevée était de 1,19 (IC à 95 %, 1,04–1,36 ; P = 0,012). Les OR étaient de 1,36 (IC à 95 %, 1,04–1,78 ; P = 0,024) par point de NIHSS, de 1,34 (IC à 95 %, 1,10–1,62 ; P = 0,003) par unité de NLR, et de 2,21 (IC à 95 %, 1,13–4,31 ; P = 0,020) pour toute sténose vasculaire d'au moins 50 % (Tableau 2). L'équation ajustée était logit(p) = −6,1206 + 0,1715 × (PAS/10) + 0,3080 × NIHSS + 0,2917 × NLR + 0,7935 × sténose et a été traduite en un nomogramme basé sur les variables d'admission (Figure 3).
Figure 3 : Nomogramme basé sur les variables à l'admission. Le nomogramme a été ajusté à partir de 240 participants, dont 54 avaient présenté un événement neurologique déficitaire (END), et les valeurs continues de la pression artérielle systolique (PAS), du score NIHSS de base, du rapport neutrophiles/lymphocytes (NLR) et du statut de sténose ont été converties en points et en probabilité prédite. L'équation logistique exacte est indiquée au-dessus des échelles. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.
| Prédicteur | β | ER | OR | IC 95 % inférieur | IC 95 % supérieur | Valeur p |
| Constante | -6,120568721 | 1,212085806 | 0,002197206 | 0,000204231 | 0,023638453 | <0,001 |
| PAS (par 10 mmHg) | 0,171451155 | 0,068246221 | 1,187026161 | 1,038407784 | 1,356915009 | 0,011996612 |
| Échelle NIHSS initiale (par point) | 0,308032832 | 0,136179749 | 1,360745664 | 1,041977682 | 1,777033036 | 0,023700017 |
| RNN (par unité) | 0,291674855 | 0,09812684 | 1,338667686 | 1,104448646 | 1,622557264 | 0,002954556 |
| Sténose vasculaire ≥50 % | 0,793451391 | 0,341145581 | 2,211014347 | 1,132928703 | 4,314997432 | 0,020026876 |
Tableau 2 : Modèle logistique multivarié principal. Le modèle comprenait 240 participants et 54 événements de type END. La PAS était normalisée par tranche de 10 mmHg. Les coefficients, les erreurs-types, les rapports de cotes, les intervalles de confiance à 95 %, les valeurs de p et l'ordonnée à l'origine permettent un calcul indépendant.
Le modèle comprenait n = 240 participants et 54 événements de DNE. La PAS était normalisée par tranche de 10 mmHg. IC, intervalle de confiance ; DNE, détérioration neurologique précoce ; ECG, échelle d'AVC des National Institutes of Health ; RNL, rapport neutrophiles-lymphocytes ; OR, odds ratio ; PAS, pression artérielle systolique ; ER, erreur standard.
Discrimination, calibration et analyse décisionnelle
Parmi 240 participants avec 54 événements de DNE, la superficie sous la courbe (AUC) apparente du modèle principal était de 0,762 (intervalle de confiance bootstrap à 95 %, 0,686–0,826), et l'AUC corrigée pour l'optimisme était de 0,741. Les AUC individuelles étaient de 0,648 (intervalle de confiance bootstrap à 95 %, 0,560–0,731) pour la PAS, de 0,668 (intervalle de confiance bootstrap à 95 %, 0,592–0,740) pour l'échelle NIHSS, de 0,711 (intervalle de confiance bootstrap à 95 %, 0,634–0,781) pour le ratio NLR, et de 0,602 (intervalle de confiance bootstrap à 95 %, 0,524–0,683) pour la sténose (Figure 4). Les différences appariées d'AUC bootstrap favorisaient le modèle combiné par rapport à la PAS (différence, 0,114 ; IC à 95 %, 0,043–0,186 ; P < 0,001), à l'échelle NIHSS (différence, 0,095 ; IC à 95 %, 0,025–0,169 ; P = 0,008) et à la sténose (différence, 0,161 ; IC à 95 %, 0,087–0,240 ; P < 0,001), mais pas de manière concluante par rapport au ratio NLR (différence, 0,051 ; IC à 95 %, −0,021 – 0,128 ; P = 0,188).
Figure 4 : Courbes ROC du modèle principal combiné et des prédicteurs individuels. L'analyse comprenait 240 participants et 54 événements de type END. Les légendes indiquent les AUC et les intervalles de confiance à 95 % calculés à partir de 1 000 rééchantillonnages non paramétriques au niveau des participants. Les différences d'AUC par paires ont été calculées en utilisant les mêmes indices de participants rééchantillonnés pour le modèle combiné et chaque comparateur. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.
À l'aide de 1 000 itérations de bootstrap, les prédictions individuelles hors sac ont donné une AUC de 0,733 et un score de Brier de 0,158. Les participants ont été classés selon la probabilité moyenne prédite hors sac et répartis en cinq groupes de taille égale de 48 individus pour l'évaluation de la calibration (Figure 5). Les groupes intermédiaires ont montré une variabilité d'échantillonnage ; par conséquent, la calibration a été décrite comme approximative plutôt qu'excellente. L'analyse de courbe décisionnelle a montré un bénéfice net supérieur pour la surveillance neurologique améliorée par rapport à la surveillance de tous ou de personne sur une grande partie de la plage de seuils prédéfinie de 5 % à 30 % (Figure 6). Cette analyse reflète une utilité mathématique plutôt que des preuves que la surveillance guidée par le modèle améliore les résultats.
Figure 5 : Calibration hors sac (out-of-bag) Bootstrap. À chaque itération Bootstrap parmi 1 000, le modèle principal a été réajusté sur l'échantillon Bootstrap et utilisé pour prédire les participants non sélectionnés dans cet échantillon. Les prédictions hors sac par participant ont été moyennées, triées et réparties en cinq groupes de taille égale de 48 individus. Chaque point compare la probabilité prédite moyenne du groupe à la proportion observée de cas de FIN. La valeur AUC hors sac était de 0,733 et le score de Brier était de 0,158. La droite à 45° indique une calibration idéale. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.
Figure 6 : Analyse de courbe décisionnelle pour la surveillance neurologique améliorée et la réévaluation clinique. L'analyse a inclus 240 participants et 54 événements de détérioration neurologique (END). Le bénéfice net a été calculé selon la formule suivante : vrais positifs/n − faux positifs/n × [probabilité seuil/(1 − probabilité seuil)], pour des seuils compris entre 5 % et 30 %. Le modèle d'admission a été comparé à des stratégies de surveillance de tous les patients et de surveillance d'aucun patient. L'action modélisée consistait en une observation neurologique renforcée et une réévaluation clinique ; elle ne préconisait pas la thrombolyse, l'escalade antithrombotique ou le traitement de la pression artérielle. Veuillez cliquer ici pour visualiser une version agrandie de cette figure.
Sensibilité, analyses des facteurs de confusion et analyses dynamiques de la pression artérielle
Les AUC apparente et corrigée pour l'optimisme étaient respectivement de 0,784 et 0,763 dans la cohorte IRM uniquement (n = 194 ; 43 événements) ; de 0,767 et 0,743 après exclusion des sténoses de l'artère mère d'au moins 50 % (n = 214 ; 44 événements) ; et de 0,766 et 0,745 pour les seuls cas de DNE d'origine ischémique (52 événements). Après exclusion des cas suspects de BAD, seuls 9 événements subsistaient parmi 154 patients. L'AUC apparente résultante de 0,844 et l'AUC corrigée pour l'optimisme de 0,777 étaient imprécises et n'ont pas permis d'établir la performance dans la maladie intrinsèque des petits vaisseaux (Tableau 3).
Un modèle de base élargi pénalisé par ridge, incluant l'artère mère suspectée de lésion (BAD), la sténose de l'artère mère, la sténose non responsable, le diamètre de la lésion, le délai entre l'apparition des symptômes et l'admission à l'hôpital, ainsi que le mode d'imagerie, a présenté une AUC apparente de 0,917 et une AUC corrigée de l'optimisme de 0,895. Un modèle exploratoire ajusté au traitement, portant sur 239 patients, a montré des AUC apparente et corrigée de l'optimisme de 0,928 et 0,894, respectivement. L'amélioration des performances était principalement associée à la BAD et aux caractéristiques de la lésion. Ces modèles post hoc n'ont pas remplacé une validation externe.
Pour l'analyse en point temporel à 24 h, 12 patients ayant présenté un END précoce ont été exclus, laissant 228 patients et 42 événements tardifs. Le modèle de base en point temporel présentait des AUC apparente et corrigée pour l'optimisme de 0,900 et 0,886, respectivement. L'ajout de l'écart type de la PAS a donné des AUC apparente et corrigée de 0,933 et 0,917, l'ajout du coefficient de variation de la PAS a donné des AUC de 0,938 et 0,924, et l'ajout de la variabilité résiduelle absolue de la PAS a donné des AUC de 0,926 et 0,911, respectivement (Tableau 4). Les mesures de variabilité de la pression artérielle étaient fortement corrélées et ont été évaluées une à la fois. Étant donné que ces mesures résumaient les 24 premières heures, elles n'ont pas été interprétées comme des facteurs prédictifs à l'admission.
| Analyse | n | Événements de DNE | AUC | IC 95 % inférieur | IC 95 % supérieur | AUC corrigée pour l'optimisme | Optimisme moyen |
| Cohorte IRM uniquement | 194 | 43 | 0.784075158 | 0.698971234 | 0.858494296 | 0.762577064 | 0.021498094 |
| Exclusion des sténoses de l'artère mère ≥50 % | 214 | 44 | 0.76684492 | 0.691076661 | 0.844557494 | 0.743372957 | 0.023471963 |
| Exclusion des cas suspects de MAB | 154 | 9 | 0.844444444 | 0.712559733 | 0.937221057 | 0.777259626 | 0.067184818 |
| DNE de cause ischémique uniquement | 240 | 52 | 0.765957447 | 0.696140304 | 0.826356765 | 0.745421413 | 0.020536034 |
| Chaque analyse a réajusté le modèle continu de la PAS à quatre prédicteurs. Les effectifs sont des nombres entiers. BAD, maladie athéromateuse des branches ; AUC, aire sous la courbe caractéristique de fonctionnement du récepteur ; IC, intervalle de confiance ; DNE, détérioration neurologique précoce ; IRM, imagerie par résonance magnétique ; PAS, pression artérielle systolique. | |||||||
Tableau 3 : Analyses de sensibilité. Chaque analyse a réajusté le modèle de PAS continue à quatre prédicteurs. Les tailles d'échantillon et les nombres d'événements de DNE sont indiqués en nombres entiers. Les résultats après exclusion des cas suspects de MAB étaient limités par les événements.
Chaque analyse a réajusté le modèle de la PAS continue à quatre prédicteurs. Les effectifs sont des nombres entiers. BAD, maladie athéromateuse des branches ; AUC, aire sous la courbe caractéristique de fonctionnement du récepteur ; CI, intervalle de confiance ; END, détérioration neurologique précoce ; IRM, imagerie par résonance magnétique ; PAS, pression artérielle systolique.
| Analyse | n | Événements de DNE | AUC | IC 95 % inférieur | IC 95 % supérieur | AUC corrigée pour l'optimisme | Optimisme moyen |
| Modèle de base au point temporel de 24 heures | 228 | 42 | 0.899641577 | 0.846615322 | 0.939225245 | 0.886162408 | 0.013479169 |
| Point temporel de 24 heures + DS de la PAS | 228 | 42 | 0.932923707 | 0.876962806 | 0.976850902 | 0.91689537 | 0.016028338 |
| Point temporel de 24 heures + CV de la PAS | 228 | 42 | 0.938300051 | 0.890462815 | 0.978702433 | 0.923886437 | 0.014413614 |
| Point temporel de 24 heures + VRA de la PAS | 228 | 42 | 0.926395289 | 0.87816513 | 0.962965313 | 0.910898406 | 0.015496883 |
| Les patients ayant présenté une DNE avant 24 heures ont été exclus. Les métriques de variabilité de la pression artérielle ont été ajoutées une à la fois. Les effectifs sont des nombres entiers. ARV, variabilité réelle moyenne ; AUC, aire sous la courbe caractéristique de fonctionnement du récepteur ; BP, pression artérielle ; CI, intervalle de confiance ; CV, coefficient de variation ; DNE, détérioration neurologique précoce ; PAS, pression artérielle systolique ; SD, écart type. | |||||||
Tableau 4 : Analyses exploratoires de repères temporels sur 24 heures. Les patients ayant présenté un END avant 24 heures ont été exclus. Les paramètres de variabilité de la PA ont été ajoutés un par un afin d'éviter la colinéarité. Les tailles d'échantillon et les nombres d'événements END sont indiqués sous forme d'entiers.
Les patients présentant une détérioration neurologique précoce (END) avant 24 heures ont été exclus. Les métriques de variabilité de la pression artérielle (BP) ont été ajoutées une par une. Les effectifs sont des nombres entiers. ARV, variabilité réelle moyenne ; AUC, aire sous la courbe caractéristique de fonctionnement du récepteur ; BP, pression artérielle ; CI, intervalle de confiance ; CV, coefficient de variation ; END, détérioration neurologique précoce ; SBP, pression artérielle systolique ; SD, écart type.
Applicabilité des modèles END publiés
Le score progressif d'infarctus lacunaire n'a pas pu être calculé car le syndrome moteur pur et la catégorie de PFD publiée n'ont pas été recueillis, et parce que la définition de la cohorte était différente. Le score ENDI n'a pas pu être calculé faute de données sur la longueur du thrombus et sur le segment artériel responsable, et parce que ce score a été conçu pour une population différente présentant une occlusion de gros vaisseaux. Le modèle d'admission actuel a pu être calculé à l'aide de la PAS continue, du NIHSS de base, du RNN et de la présence d'une sténose vasculaire d'au moins 50 %, mais il n'a été validé qu'au sein de la cohorte de développement (Tableau supplémentaire 3).
DISPONIBILITÉ DES DONNÉES :
Le jeu de données au niveau des participants, dé-identifié, utilisé pour cette révision est fourni en tant que Fichier Supplémentaire 1.
Tableau supplémentaire 1 : Modèle binaire-SBP simplifié. Le modèle secondaire comprenait la PAS dichotomisée à 169 mmHg, le NIHSS de base, le LNR et toute sténose vasculaire d'au moins 50 %. Le seuil de PAS a été choisi à l'aide de l'indice de Youden maximal. Son intervalle de bootstrap à 95 % était de 153 à 183 mmHg. Ce modèle a été présenté uniquement comme une analyse secondaire simplifiée. Veuillez cliquer ici pour télécharger ce fichier.
Tableau supplémentaire 2 : Modèle de sensibilité conjointe de la PAS et PAD. Le modèle incluait simultanément la PAS et la PAD, chacune ajustée par 10 mmHg, ainsi que le NIHSS de base, le RNN et toute sténose vasculaire d'au moins 50 %. L'analyse évaluait l'association conjointe des deux composantes de la pression artérielle avec l'END. Veuillez cliquer ici pour télécharger ce fichier.
Tableau supplémentaire 3 : Applicabilité des modèles END publiés. Ce tableau compare les populations initiales, les prédicteurs requis et l'applicabilité du score de stroke lacunaire progressif, du score ENDi et du modèle actuel à l'admission. Les scores publiés n'ont pas été calculés lorsque les composantes prédictrices requises étaient indisponibles ou lorsque la population cible différait de la cohorte actuelle. Veuillez cliquer ici pour télécharger ce fichier.
Fichier supplémentaire 1 : jeu de données au niveau des participants dé-identifié. Le fichier CSV contient les données au niveau des participants, dé-identifiées, utilisées pour les analyses de révision. Veuillez cliquer ici pour télécharger ce fichier.
Abréviations : ARV, variabilité réelle moyenne ; AUC, aire sous la courbe caractéristique de fonctionnement du récepteur ; BAD, maladie athéromateuse des branches ; BP, pression artérielle ; CI, intervalle de confiance ; CT, tomodensitométrie ; CV, coefficient de variation ; DBP, pression artérielle diastolique ; END, détérioration neurologique précoce ; ENDi, détérioration neurologique précoce d'origine ischémique ; IQR, écart interquartile ; IRM, imagerie par résonance magnétique ; NIHSS, échelle d'AVC des National Institutes of Health ; NLR, rapport neutrophiles-lymphocytes ; OR, rapport de cotes ; ROC, caractéristique de fonctionnement du récepteur ; SBP, pression artérielle systolique ; SD, écart type ; SE, erreur standard ; TIA, accident ischémique transitoire.
Discussion
Dans ce groupe de développement, un END s'est produit chez 22,5 % des patients, ce qui correspond étroitement aux estimations regroupées contemporaines pour les AVC ischémiques lacunaires2. La pression artérielle systolique continue à l'admission, le NIHSS de base, le rapport N/L et toute sténose enregistrée étaient associés à l'END dans le modèle à quatre variables. Toutefois, l'AUC corrigée pour l'optimisme de 0,741 et le score de Brier « out-of-bag » de 0,158 indiquent une performance pronostique modérée, plutôt que définitive.
L'analyse SBP révisée a profondément modifié l'interprétation. La dichotomie précédente à 169 mmHg rejetait de l'information et semblait plus précise qu'elle ne l'était justifié. La spline ne montrait aucune preuve de non-linéarité, et l'intervalle de seuil obtenu par rééchantillonnage bootstrap s'étendait de 153 à 183 mmHg. En outre, l'inclusion de la DBP a atténué le coefficient de la SBP. Ces résultats appuient le traitement de la pression artérielle comme marqueur pronostique continu et l'évitement d'un seuil thérapeutique universel. La pression artérielle pouvait refléter un stress lié à l'accident vasculaire cérébral, une hypertension préexistante, une altération de l'autorégulation, une douleur ou une instabilité physiologique précoce ; toutefois, une association observationnelle ne permettait pas de déterminer si la réduction de la pression artérielle était bénéfique ou nuisible.
L'analyse à 24 heures a confirmé le fait que la pression artérielle dynamique contenait des informations supplémentaires. Des travaux antérieurs avaient associé la variabilité aiguë de la pression artérielle à l'aggravation neurologique12,17. Dans le jeu de données actuel, l'écart-type (SD), le coefficient de variation (CV) et la variabilité moyenne absolue (ARV) ont chacun amélioré la discrimination de la détérioration après 24 heures. Toutefois, ces mesures ont été effectuées pendant la période d'observation et pourraient avoir été influencées par le traitement ou l'évolution de l'accident vasculaire cérébral. Elles ont donc été considérées comme des marqueurs d'alerte mis à jour en temps réel plutôt que comme des facteurs de confusion initiaux ou des cibles thérapeutiques causales.
BAD représentait la source la plus importante d'hétérogénéité étiologique. Quatre-vingt-trois pour cent des cas de BAD ont satisfait à la définition opérationnelle de BAD, et l'ajout de BAD et des caractéristiques des lésions a nettement accru la performance apparente du modèle. Des lésions plus importantes et plus proximales pouvaient impliquer plusieurs perforantes ou une plaque artérielle parente et pouvaient être sujettes à une extension de l'infarctus7. Une sténose concomitante pouvait également avoir réduit la réserve de perfusion, mais l'absence de données sur les segments artériels et la paroi des vaisseaux a empêché de confirmer la présence d'une plaque responsable. En conséquence, l'expression « infarctus sous-cortical mineur » a été utilisée dans le titre, plutôt que de suggérer une artériopathie small vessel (SAO) étiologiquement homogène.
Des valeurs plus élevées du NIHSS dans la plage 0–5 peuvent avoir indiqué l'implication d'une voie corticospinale stratégiquement importante ou une lésion tissulaire initiale plus étendue. Le NLR peut avoir reflété une activation innée immunitaire liée à l'ischémie ; les produits des neutrophiles, le stress oxydatif et les métalloprotéinases peuvent aggraver la lésion endothéliale, tandis qu'une lymphopénie relative peut refléter une signalisation de stress8,11. Ces mécanismes sont restés biologiquement plausibles, mais n'ont pas été établis par les associations rétrospectives.
Une comparaison quantitative valide avec les scores publiés n'était pas possible. Le score de stroke lacunaire progressif nécessitait un syndrome moteur pur et une catégorie de PAD publiée, éléments qui n'avaient pas été recueillis dans le jeu de données13. Le score ENDi nécessitait le site d'occlusion et la longueur du thrombus, et avait été conçu pour les accidents ischémiques mineurs thrombolytés avec occlusion d'un gros vaisseau14. Le calcul de l'un ou l'autre score à partir de composantes manquantes aurait conduit à une comparaison trompeuse. Une comparaison qualitative d'applicabilité a donc été ajoutée dans le Tableau supplémentaire 3, des comparaisons avec des prédicteurs individuels ont été rapportées, et les affirmations de supériorité par rapport aux modèles établis ont été supprimées.
Plusieurs limites étaient importantes. Premièrement, l'étude était une étude de développement rétrospective monocentrique sans validation externe. Deuxièmement, l'attribution étiologique provenait des soins courants ; la localisation détaillée des lésions, le côté, le segment artériel responsable, la nouvelle lecture des images brutes et une adjudication indépendante et masquée traçable n'étaient pas disponibles. Troisièmement, 46 patients ont été classés à l'aide d'images uniquement par tomodensitométrie (CT), et la CT aurait pu manquer un petit infarctus sous-cortical aigu ; l'analyse uniquement par IRM a partiellement pris en compte cette préoccupation, mais ne l'a pas éliminée. Quatrièmement, les cas de BAD suspecté dominaient la distribution des événements, et l'analyse non-BAD ne comprenait que 9 événements. Cinquièmement, les traitements n'ont pas été randomisés ; le moment du traitement pouvait être lié à l'évolution clinique, une valeur de traitement prélevée avant le prélèvement sanguin était manquante, et le volume de liquide intraveineux n'était pas disponible. Sixièmement, les évaluations NIHSS étaient routinières et non centralisées avec masquage. Septièmement, l'échantillon était petit pour des modèles élargis, et la validation par rééchantillonnage ne pouvait pas se substituer à une validation géographique et temporelle. Enfin, l'analyse de la variabilité de la pression artérielle à 24 heures (24-hBP) était basée sur des points de repère et ne pouvait pas être combinée sans réserve avec un nomogramme utilisant uniquement les données d'admission.
Déclarations de divulgation
Les auteurs n'ont déclaré aucun conflit d'intérêts.
Remerciements
Nous remercions le personnel médical du service de neurologie et du centre avancé de prise en charge des accidents vasculaires cérébraux de l'hôpital municipal central de Jinhua pour leur aide dans les soins aux patients et la collecte des données.
Matériaux
| Nom | Entreprise | Numéro de catalogue | Commentaires |
|---|---|---|---|
| Analyseur d'hématologie automatisé | Sysmex Corporation | XN-1000 | Numérations sanguines de routine utilisées pour déterminer le rapport neutrophiles-lymphocytes |
| Scanner de tomographie computérisée | Siemens Healthineers | SOMATOM Drive | Acquisition de tomodensitométrie sans contraste et d'angiographie par tomodensitométrie dans le cadre des soins cliniques de routine |
| Acquisition des images TDM/AIR et évaluation de la sténose | Département de radiologie, hôpital municipal central de Jinhua | Protocoles cliniques institutionnels de TDM/AIR ; convention de mesure WASID pour la sténose intracrânienne | Extraction rétrospective à partir des comptes rendus de radiologie signés dans les soins courants ; aucune plateforme d'imagerie de recherche distincte. Aucun identifiant de protocole n’a été attribué |
| Dossier médical électronique et source de données cliniques | Hôpital municipal central de Jinhua | Systèmes institutionnels d'information hospitalière, de laboratoire, de médicaments et de comptes rendus de radiologie | Extraction rétrospective de données anonymisées issues des soins courants ; aucun produit distinct de dossier médical électronique à usage de recherche. Numéro de catalogue commercial, version et RRID non applicables. |
| Appareil d'imagerie par résonance magnétique | GE HealthCare | SIGNA Pioneer 3.0T | Acquisition d'images en pondération diffusion, d'images du coefficient de diffusion apparent et d'angiographie par résonance magnétique dans le cadre des soins cliniques de routine |
| Microsoft Excel | Microsoft Corporation | Microsoft 365 | Examen des tableaux et préparation des envois |
| Microsoft Word | Microsoft Corporation | Microsoft 365 | Préparation du manuscrit |
| Échelle nationale des accidents vasculaires cérébraux des Instituts de santé | Institut national des troubles neurologiques et de l'AVC | Formulaire d'évaluation NIHSS | Évaluations neurologiques de routine |
| NumPy | Package Python open-source | 2.3.3 | Calcul numérique ; aucun RRID spécifique au projet n’a été indiqué. |
| pandas | Package Python open-source | 2.3.3 | Gestion des données ; aucun RRID spécifique au projet n’a été indiqué. |
| Python | Fondation logicielle Python | 3.13.5 | Analyse statistique reproductible ; RRID : SCR_008394. |
| SciPy | Package Python open-source | 1.16.2 | Fonctions statistiques ; aucun RRID spécifique au projet n’a été indiqué. |
Références
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