Pneumocéphalie postopératoire comme prédicteur de la récidive dans l’hématome sous-dural chronique : un score de propension - étude observationnelle rétrospective appariée

Résumé

Cette étude visait à évaluer systématiquement la relation entre le pneumocéphale postopératoire et la récidive chez les patients subissant un drainage par trou de bur pour un hématome sous-dural chronique (CSDH).

Résumé

L’hématome sous-dural chronique (CSDH) est une affection neurochirurgicale courante avec un taux de récidive élevé après un drainage par trou de bouche. Le pneumocéphalie postopératoire est fréquemment observé, mais son lien avec la récidive reste incertain. Cette étude observationnelle rétrospective a évalué si le volume postopératoire de pneumocéphalie prédit la récidive de la CSDH. Les patients ayant subi un premier drainage par trou de boue pour la CSDH entre janvier 2021 et juin 2025 ont été inclus et classés selon les résultats du scanner crânien dans les 24 heures suivant l’opération. La correspondance du score de propension (PSM ; 1:1, caliper 0,02) a équilibré les caractéristiques de base (âge, sexe, côté hématome, utilisation d’antiplaquettaires/anticoagulants), aboutissant à 150 patients appariés (75 par groupe). Le critère principal était une récidive d’un hématome ipsilatéral nécessitant une réopération dans les 6 mois. Le volume de pneumocéphale a été mesuré à l’aide de la formule de Tada, la fiabilité inter-observateurs étant évaluée par le coefficient de corrélation intraclasse (ICC = 0,964, IC 95 % : 0,941–0,978). Le taux de récidive était significativement plus élevé dans le groupe pneumocéphale que dans le groupe non pneumocéphale (22,7 % contre 5,3 % ; OR = 5,20, IC à 95 % : 1,66–16,32 ; p = 0,002). La régression logistique multivariée a montré que la présence de pneumocéphale était indépendamment associée à une récidive (OR = 3,26, IC 95 % : 1,45–7,30, p = 0,004), et chaque augmentation de volume de 1 mL était associée à un risque 9 % plus élevé (OR = 1,09, IC à 95 % : 1,02–1,15, p = 0,008). L’analyse ROC a donné un AUC de 0,754 (IC 95 % : 0,645–0,864), avec un seuil optimal de 12,5 mL (sensibilité 76,2 %, spécificité 70,5 %). La validation interne bootstrap a confirmé la stabilité (coupure moyenne 12,6 mL, AUC corrigé optimisme 0,745). En conclusion, le volume de pneumocéphalie postopératoire est associé à une récidive de la CSDH après drainage par trou de boue et peut aider à identifier les patients nécessitant un suivi plus rapproché ; cependant, une validation multicentrique prospective est nécessaire avant qu’un seuil de volume spécifique puisse être adopté en pratique clinique.

Introduction

L’hématome sous-dural chronique (CSDH) est une affection neurochirurgicale courante dont l’incidence augmente avec le vieillissement^{de la population 1,2}. On pense que sa physiopathologie implique la déchirure des veines de pontage après un léger traumatisme crânien, entraînant une accumulation de sang dans l’espace sous-dural, une inflammation locale et la formation éventuelle d’une capsule^{hématome 3,4}. En raison de microhémorragies répétées et de l’hyperactivité de fibrinolyse, la plupart des patients ne peuvent pas absorber l’hématome spontanément et nécessitent une intervention^{chirurgicale 5,6}. Le drainage par trou simple ou double est le traitement de première intention en raison de son faible intrusivité et de son efficacité^{avérée 7,8}. Cependant, la récidive postopératoire reste un défi majeur, avec des taux rapportés allant de 5 % à 30 %, ¹⁰.

De nombreux facteurs de risque de récidive ont été identifiés, notamment l’âge avancé, l’utilisation d’antiplaquettes ou d’anticoagulants, un hématome bilatéral, ainsi que des caractéristiques d’imagerie telles que densité mixte ou septation lors d’un CT^{préopératoire 11,12}. Ces facteurs suggèrent que la récidive est multifactorielle, impliquant le stade de coagulation, la structure des hématomes et l’environnement de guérison^{postopératoire 4,13}. En imagerie postopératoire, le pneumocéphalie — accumulation d’air dans la cavité crânienne — est fréquemment observé, principalement en raison du liquide d’irrigation résiduel et de la communication entre le système de drainage et l’environnement^{externe 14,15}. Cependant, son importance clinique reste débattue. Certaines études suggèrent que de petites quantités de pneumocéphale sont bénignes et se résolvent^{spontanément 16,17} ; tandis que d’autres rapportent que de grands volumes peuvent retarder la réexpansion cérébrale et prédisposer à la^{récidive 16,18}. Ces résultats contradictoires proviennent probablement de petites tailles d’échantillons, d’un contrôle inadéquat de la confusion ou d’un manque d’analyse volumétrique^{quantitative 19}.

La prise en charge optimale du pneumocéphale postopératoire est également incertaine, la pratique variant entre un positionnement actif favorisant l’expulsion des gaz et des approches plus conservatrices. Clarifier la relation entre le volume du pneumocéphale et la récidive permettrait à un scanner postopératoire précoce de guider la stratification du risque et l’intensité du suivi. Dans ce contexte, la présente étude a été menée pour évaluer systématiquement la relation entre le pneumocéphalie postopératoire et la récidive chez les patients subissant un drainage par trou de boucle pour la CSDH. Cette étude intègre plusieurs caractéristiques méthodologiques s’appuyant sur des études antérieures, notamment l’appariement des scores de propension pour minimiser la confusion de base, la mesure quantitative du volume pour explorer un seuil potentiel, et l’inclusion du ratio neutrophiles/lymphocytes (NLR) pour évaluer les voies inflammatoires. De plus, des analyses de validation interne bootstrap et de sensibilité utilisant la régression logistique pénalisée et à effets mixtes de Firth ont été appliquées pour traiter le surapprentissage, les événements rares et le regroupement potentiel. Ces choix analytiques visaient à fournir une réplication locale contrôlée de l’association connue et à générer des hypothèses pour de futures études prospectives.

Protocole

Déclaration éthique
Le protocole d’étude a été examiné et approuvé par le Sanming First Hospital affilié au Comité d’éthique de l’Université médicale du Fujian (n° 2026-38), et l’enquête a été menée conformément aux normes éthiques énoncées dans la Déclaration d’Helsinki. Comme il s’agit d’une étude observationnelle rétrospective sans intervention, les données collectées ont été générées lors du diagnostic clinique et du traitement de routine, sans ajouter de fardeau ou de risque supplémentaire aux examens des patients. Par conséquent, une demande d’exemption du consentement éclairé a été déposée, et toutes les informations personnelles des patients ont été gardées strictement confidentielles. Les résultats de la recherche seront utilisés uniquement pour des publications académiques et ne divulgueront aucune information pouvant identifier une personne. Tous les matériaux et logiciels utilisés dans cette étude sont listés dans le tableau des matériaux. Pour les articles marqués « générique » ou « fourniture hospitalière standard », des numéros de catalogue spécifiques ne s’appliquent pas car il s’agit de consommables courants disponibles chez plusieurs fournisseurs. Le modèle du scanner CT et les versions logicielles sont spécifiés pour garantir la reproductibilité. Pour les calculs manuels (par exemple, la formule de Tada) et les tests statistiques standards réalisés en SPSS/R, aucun numéro de catalogue distinct n’est requis.

Sujets de recherche
Un plan observationnel rétrospectif à centre unique a été adopté pour cette étude. Les patients atteints de SHCS ayant bénéficié d’un drainage par trou de trou de bouche au service de neurochirurgie du 1er janvier 2021 au 30 juin 2025 constituaient la population étudiée. Après application stricte de critères d’inclusion et d’exclusion, les données des patients qualifiés ont été récupérées et préparées pour une analyse statistique ultérieure. Pour évaluer la relation entre le pneumocéphalie postopératoire et la récidive des hématomes, et pour atténuer le biais de confusion, le PSM a été appliqué afin d’atteindre un équilibre de base dans la cohorte initiale. Les scores de propension ont été obtenus à partir d’un modèle de régression logistique avec le pneumocéphalie postopératoire comme variable dépendante, ajusté selon l’âge, le sexe, le côté hématome et les antécédents de médicaments antiplaquettaires ou anticoagulants. Ces covariables ont été sélectionnées en fonction de leurs associations connues avec la récidive de la CSDH ou le pneumocéphalie postopératoire, comme documenté dans des études antérieures. La méthode d’appariement utilisée était l’appariement du voisin le plus proche avec une coupure de 0,02, et un appariement 1:1 sans remplacement était réalisé. Après appariement, un total de 150 patients ont été inclus (75 dans le groupe pneumocéphale et 75 dans le groupe non pneumocéphale), comme montré à la Figure 1.

Critères d’exclusion et d’inclusion
Critères^{d’inclusion 20,21} : (1) âge de 18 ans et plus ; (2) diagnostic confirmé d’une CSDH unilatérale ou bilatérale par un scanner ou une IRM cérébrale ; (3) subi la première chirurgie de drainage par trou de trou à l’hôpital ; (4) a subi un réexamen du scanner crânien dans les 24 heures suivant l’opération et les données d’imagerie ont été entièrement conservées ; (5) des données complètes de suivi clinique postopératoire étaient disponibles, et la période de suivi n’était pas inférieure à 6 mois.

Critères d’exclusion^22,23 : (1) patients atteints de tumeurs intracrâniennes, d’anévrismes, de malformations artérioveineuses et d’autres maladies intracrâniennes occupant l’espace ou vasculaires ; (2) hématome sous-dural aigu ou subaigu (défini comme le temps entre la blessure et la chirurgie inférieur à 14 jours) ; (3) ceux ayant des antécédents de drainage par trou de boue ipsilatéral ou de craniotomie ; (4) ceux ayant subi une réopération en raison d’une récidive non hématome après l’opération ; (5) ceux dont il manque des variables clés dans les données cliniques ou d’imagerie, rendant l’analyse impossible. Les patients présentant des hématomes bilatéraux subissant un drainage bilatéral par trou de rebours sont inclus comme sujets de recherche, chaque patient apportant une observation unique. Le statut bilatéral (unilatéral vs. bilatéral) est enregistré comme une covariable et est inclus dans les analyses de correspondance et de régression des scores de propension. Aucun patient n’a apporté plus d’un point de données, préservant ainsi l’indépendance statistique des observations.

Manipulation des hématomes bilatéraux
Des patients présentant des hématomes bilatéraux ayant subi un drainage bilatéral concomitant par trou de meule ont été inclus comme sujets de recherche, chaque patient apportant une seule observation. Le statut bilatéral (unilatéral vs. bilatéral) a été enregistré comme une covariable et inclus dans les analyses de correspondance et de régression du score de propension. Aucun patient n’a apporté plus d’un point de données, préservant ainsi l’indépendance statistique des observations. Pour mieux traiter tout éventuel regroupement résiduel, une analyse de sensibilité utilisant une régression logistique à effets mixtes avec un intercept aléatoire pour chaque patient a été réalisée (voir Méthodes statistiques).

Plan de recherche
Les données ont été extraites du système de dossiers médicaux hospitaliers et du système d’archives d’imagerie, notamment : (1) caractéristiques démographiques générales (âge et genre) ; (2) données cliniques (antécédents d’hypertension, diabète, utilisation d’antiplaquettaires/anticoagulants, score de notation de la fonction neurologique de Markwalder préopératoire) ; (3) données d’imagerie (côté hématome, type de densité CT, distance de déplacement de la ligne médiane préopératoire, et présence, volume et distribution du pneumocéphalie lors d’un scanner postopératoire de 24 heures) ; (4) indicateurs de laboratoire (ratio neutrophiles/lymphocytes dans le sang périphérique 24 heures après l’opération) ; et (5) données périopératoires (durée de l’opération, volume d’irrigation, temps de rétention du tube de drainage postopératoire et volume total de drainage). Le volume du pneumocéphale a été quantifié à l’aide de la formule de Tada

(1)

où A, B et C sont les plus grands diamètres sur les plans axial, sagittal et coronal. Pour plusieurs poches de gaz distinctes, chacune était mesurée individuellement, et les volumes étaient additionnés. Toutes les mesures ont été réalisées indépendamment par deux neurochirurgiens présents ; la valeur moyenne était utilisée comme point de données final. Si la différence entre les mesures dépassait 10 %, un troisième médecin traitant examinait le cas pour déterminer la mesure finale.

Technique chirurgicale et prise en charge postopératoire
Toutes les interventions ont été réalisées par l’un des trois neurochirurgiens présents suivant un protocole institutionnel standardisé. Un seul trou de boucle a été placé au point d’épaisseur maximale de l’hématome, comme identifié lors du scanner préopératoire (en utilisant un scanner intraopératoire ou une neuronavigation lorsque disponible). La dure-mère et la membrane externe étaient coagulées et ouvertes en croisement. La cavité de l’hématome a été irriguée avec une solution salée normale chauffée à l’aide d’une technique d’irrigation assistée par siphon continu jusqu’à ce que l’effluent soit dégagé ; Le volume total d’irrigation a été enregistré pour chaque patient. Un drain sous-dural en silicone 14-Fr a ensuite été inséré et creusé en tunnel sous-cutané. Le drain était relié à un système de drainage gravitationnel passif (pas d’aspiration active). Après l’opération, les patients étaient positionnés sur le dos ou à plat, la tête du lit maintenue à 0–15° pendant les 24 premières heures. Le sac de drainage était maintenu au niveau du méat auditif externe pour éviter une pression négative excessive. Le drain a été serré pendant 4 heures toutes les 8 heures à partir du premier jour postopératoire et retiré lorsque le volume de drainage quotidien était inférieur à 30 mL pendant deux jours consécutifs. Aucun système de drainage fermé (par exemple, CDS) n’a été utilisé dans cette cohorte.

Suivi et définition des résultats
Le critère principal était une récidive ipsilatérale de la CSDH nécessitant une réopération dans les 6 mois suivant l’intervention de l’indice. La récidive a été diagnostiquée si les patients présentaient de nouveaux symptômes neurologiques ou s’aggravaient et que le scanner montrait une réaccumulation ou un élargissement significatif de l’hématome résiduel, avec une décision clinique de^{réopérer 24,25}. Des données de suivi ont été collectées pour tous les patients pendant au moins 6 mois. La base de données de l’étude a été verrouillée le 30 juin 2026 ; à cette date, le dernier patient inscrit (30 juin 2025) avait terminé au moins 6 mois de suivi.

Flux de travail chirurgical
Les principales interventions chirurgicales et d’imagerie décrites dans ce protocole sont résumées ci-dessous en six étapes séquentielles : (1) Positionnement du patient et placement du trou de fouille – positionnement du patient sous anesthésie générale, identification du point d’épaisseur maximale de l’hématome lors d’un scanner préopératoire (utilisant un scanner intraopératoire ou neuronavigation lorsque disponible), et création d’un trou unique de meule. (2) Technique d’irrigation - ouverture croisée de la dure-mère et de la membrane externe, suivie d’une irrigation continue assistée par siphon de la cavité de l’hématome avec une solution salée normale chauffée jusqu’à ce que l’effluent soit dégagé. (3) Insertion du drain sous-dural - insertion d’un drain en silicone 14-Fr dans l’espace sous-dural, creusement sous-cutané et connexion à un système de drainage gravitationnel passif. (4) Évaluation par imagerie postopératoire – acquisition d’un scanner crânien sans contraste dans les 24 heures suivant l’opération, identification du pneumocéphalie et interprétation de sa répartition et de son étendue. (5) Mesure volumétrique utilisant la formule de Tada - démonstration étape par étape de la mesure des trois diamètres orthogonaux (A, B, C) sur les plans axial, sagittal et coronal, suivie d’un calcul du volume à l’aide de la formule

(2)

Pour plusieurs poches de gaz séparées, chaque collecte est mesurée individuellement et les volumes sont additionnés. (6) Protocole de suivi clinique – évaluation neurologique utilisant l’échelle de gradation de Markwalder et critères de réintervention en cas de récidive. La vidéo comprend des annotations à l’écran et une narration pour faciliter la reproductibilité. La durée totale de la vidéo est d’environ 6 minutes.

Indicateurs clés de la recherche
Le pneumocéphalie postopératoire est le facteur d’exposition central dans cette étude. Il est défini comme l’apparition d’ombres à densité gazeuse dans n’importe quelle partie du cerveau lors d’un scanner classique réalisé dans les 24 heures suivant la craniotomie et le drainage. Le volume du pneumocéphalie postopératoire est calculé à l’aide de la formule de Tada. Pour les pneumocéphales multiples, la somme des volumes de gaz dans chaque zone est prise comme le volume total du pneumocéphale. Toutes les mesures d’imagerie ont été réalisées indépendamment par deux médecins neurochirurgiens traitants, et la valeur moyenne a été utilisée comme données d’analyse finale. La fiabilité inter-observateurs a été évaluée à l’aide du coefficient de corrélation intraclasse (ICC, modèle à effets aléatoires bidirectionnels pour l’accord absolu). Les événements de récidive constituent la principale mesure de jugement dans cette étude. Elle est définie comme la réaccumulation de la CSDH du même côté dans les 6 mois suivant l’opération, entraînant une aggravation des symptômes neurologiques et nécessitant une réintervention basée sur un jugement clinique. La récidive a été déterminée à partir d’un suivi ambulatoire ou des dossiers hospitaliers pendant la période de suivi et confirmée par au moins deux médecins neurochirurgiens responsables afin d’assurer la précision de la détermination des résultats.

Indicateurs de recherche secondaire
Il couvre plusieurs dimensions, notamment les caractéristiques démographiques générales, les données cliniques de référence, les caractéristiques d’imagerie préopératoire, les indicateurs de laboratoire et les données périopératoires, principalement pour décrire la population étudiée, réaliser la PSM et explorer les facteurs de confusion ou modificateurs d’effet potentiels. Les caractéristiques démographiques générales incluent l’âge et le sexe. Les données cliniques de référence incluent des antécédents d’hypertension et de diabète, des antécédents d’utilisation de médicaments antiplaquettaires ou anticoagulants, ainsi qu’un score de notation de la fonction neurologique de Markwalder préopératoire, qui évalue le degré de dysfonctionnement neurologique préopératoire, allant de 0 à^{4 26,27}. Les caractéristiques d’imagerie préopératoire incluent le côté de l’hématome, la densité de l’hématome lors du scanner et la distance de déplacement de la ligne médiane préopératoire. Le type de densité d’hématome est classé selon les résultats d’imagerie comme étant de faible densité, densité égale, haute densité ou densité mixte ; La distance de décalage de la ligne médiane est mesurée par rapport au septum pellucidum ou à la glande pinéale, et la distance verticale de sa déviation par rapport à la ligne médiane est mesurée.

L’indicateur de laboratoire était le ratio neutrophiles/lymphocytes postopératoire de 24 heures, dérivé des numérations sanguines périphériques. Cet indicateur sert de marqueur substitutif à la réponse inflammatoire globale et est calculé à partir des résultats d’analyses sanguines de routine. Les données périopératoires incluent la durée de l’opération, le volume d’irrigation intraopératoire, le temps de rétention du drainage postopératoire et le volume total de drainage postopératoire. La durée de l’opération commence à partir de l’incision jusqu’à la suture de la peau ; La quantité d’irrigation intraopératoire est enregistrée comme le volume total de solution saline utilisée pour irriguer la cavité de l’hématome ; Le temps de rétention du tube de drainage postopératoire correspond au nombre de h entre la fin de l’opération et le retrait du tube de drainage ; Le volume total de drainage postopératoire est enregistré comme le volume total de liquide drainé de la fin de l’opération jusqu’au retrait du drainage. La collecte et l’enregistrement de tous ces indicateurs respectent des normes opérationnelles unifiées et des formulaires de collecte de données afin d’assurer l’exhaustivité et la cohérence des données.

Calcul de la taille de l’échantillon
Cette étude a inclus 150 patients, répartis également en groupes pneumocéphales et non pneumocéphalus (n = 75 par groupe). La différence observée entre les groupes dans les taux de récidive était de 17,4 points de pourcentage (22,7 % contre 5,3 %), avec un intervalle de confiance correspondant de 95 % de 7,8 % à 27,0 %. La limite inférieure de l’intervalle dépassait la différence minimale cliniquement significative (généralement fixée à 5 %), indiquant que l’effet était cliniquement significatif et que l’estimation était relativement robuste. Dans l’analyse multivariée, la salle opératoire pour le pneumocéphale postopératoire était de 3,26 (IC à 95 %, 1,45–7,30). L’intervalle était constamment au-dessus de 1,0, indiquant une forte association positive entre pneumocéphale et récidive, et excluant des facteurs accidentels. Pour chaque augmentation de 1 mL du volume de pneumocéphalie, la valeur d’OR correspondante était de 1,09, avec un intervalle de confiance à 95 % de 1,02 à 1,15. L’intervalle était étroit et n’incluait pas 1,0, suggérant une relation dose-réponse précise et fiable. Sur la base de la taille d’effet observée, le calcul de puissance de test a posteriori été effectué. La puissance de cette étude était de 0,92, indiquant que lorsque la taille réelle de l’effet correspondait à la valeur observée, il y avait une probabilité de 92 % de détecter une différence entre les groupes ayant la taille d’échantillon actuelle. L’analyse ROC a démontré une aire sous la courbe de 0,754, avec un intervalle de confiance de 95 % de 0,645–0,864 et une largeur d’intervalle de 0,219. Cela indique que l’estimation prédictive d’efficacité était modérée et que la précision était acceptable. Sur la base des trois indicateurs : estimation de la taille d’effet, largeur de l’intervalle de confiance et puissance du test, la conclusion principale de cette étude présente une bonne fiabilité statistique et une bonne applicabilité clinique.

Méthodes statistiques
Toutes les analyses statistiques ont été réalisées à l’aide de SPSS. La normalité a été testée pour les variables continues : les données normalement distribuées sont rapportées en moyenne ± DS et comparées à l’aide de tests t indépendants ; les données anormalement distribuées sont rapportées en médiane (IQR) et comparées à l’aide de tests U de Mann-Whitney. Les variables catégorielles sont exprimées en n ( %) et comparées à l’aide des tests chi-carrés ou des tests exacts de Fisher. Comme seulement 21 événements de récurrence se sont produits, les modèles multivariés ont été délibérément maintenus parcimonieux pour éviter le surapprentissage. Sur la base des connaissances cliniques, chaque modèle comprenait la variable d’exposition primaire (soit pneumocéphalie binaire, soit volume continu) et deux covariables prédéfinies : hématome bilatéral et antécédents de médicaments antiplaquettaires/anticoagulants. Aucune sélection automatisée de variables n’a été utilisée.

L’analyse de la courbe ROC a évalué le volume du pneumocéphale pour prédire la récidive, avec un AUC et un IC à 95 % rapportés ; le seuil optimal était déterminé par l’indice de Youden. Pour la cohorte appariée au score de propensité, des analyses par paires ont été réalisées : test de McNemar pour les données catégorielles et test t par paires ou test Wilcoxon signed-rank pour les données continues. Une régression logistique conditionnelle a été appliquée pour tenir compte de l’appariement. Des tests bilatérales ont été utilisés, avec une signification statistique fixée à p < 0,05. Pour valider en interne la coupure optimale et réduire l’optimisme, un rééchantillonnage bootstrap avec 1 000 itérations a été effectué. Dans chaque échantillon bootstrap, la courbe ROC a été réestimée et le seuil optimal recalculé. L’IC à 95 % pour le seuil a été dérivé de la distribution bootstrap, et l’AUC corrigé par optimisme a été calculé. Pour répondre aux préoccupations concernant les événements rares (n = 21) et le surajustement potentiel, une analyse de sensibilité utilisant la régression logistique de maximum-vraisemblance pénalisée de Firth (package logistf in R) a été réalisée. Les résultats ont été comparés à la régression logistique conditionnelle standard.

Pour traiter le regroupement potentiel des hématomes bilatéraux, une analyse de sensibilité a été réalisée à l’aide d’un modèle de régression logistique à effets mixtes avec une interception aléatoire pour chaque patient. Les résultats étaient cohérents avec la régression logistique conditionnelle primaire (présence de pneumocéphalie : OR = 3,18, IC 95 % : 1,42–7,12, p = 0,005 ; volume pneumocéphale : OR = 1,08, IC 95 % : 1,02–1,14, p = 0,009), confirmant la robustesse.

La fiabilité inter-observateurs pour les mesures volumétriques a été évaluée à l’aide du coefficient de corrélation intraclasse (ICC, modèle d’effets aléatoires bidirectionnels pour l’accord absolu). Un ICC supérieur à 0,75 était considéré comme excellent. Le modèle de score de propension incluait l’âge, le sexe, la latéralité de l’hématome et les antécédents antiplaquettaires/anticoagulants, car ce sont des facteurs préopératoires connus pour influencer à la fois la formation et la récidive du pneumocéphalie. D’autres facteurs de confusion potentiels (par exemple, densité d’hématomes, grade de Markwalder, temporisation antithrombotique périopératoire) ont été soit ajustés dans des modèles multivariés, soit examinés dans des analyses univariées. Les variables postopératoires ou intraopératoires (par exemple, durée du drainage, volume résiduel d’hématome, technique chirurgicale, type de drainage) ont été exclues du PSM car elles peuvent être des médiateurs plutôt que des confondants purs.

Résultats

Informations de référence
La fiabilité inter-observateurs pour la mesure du volume du pneumocéphale postopératoire était excellente, avec un coefficient de corrélation intraclasse (ICC) de 0,964 (IC à 95 % : 0,941–0,978). Le tableau 1 présente une comparaison des caractéristiques de base entre les deux groupes après PSM (n = 75 par groupe). Il n’y avait pas de différences statistiquement significatives entre le groupe pneumocéphale et le groupe non pneumocéphale en termes d’âge (68,45 ± 10,23 ans contre 67,89 ± 11,07 ans, t = 0,32, p = 0,749), composition par sexe (proportion masculine 69,33 % contre 66,67 %, χ² = 0,12, p = 0,729), antécédents d’hypertension (50,67 % contre 46,67 %, χ² = 0,24, p = 0,624), antécédents de diabète (24,00 % contre 21,33 %, χ² = 0,15, p = 0,698), et antécédents d’utilisation d’antiplaquettes ou d’anticoagulants (37,33 % contre 34,67 %, χ² = 0,11, p = 0,736). De plus, il n’y a pas eu de différences significatives entre groupes dans la répartition des scores de Markwalder préopératoires, la latéralité des hématomes, le schéma de densité du scanner, le déplacement de la ligne médiane préopératoire, la durée chirurgicale, le volume d’irrigation intraopératoire ou d’autres paramètres périopératoires ( tous p > 0,05). Ces résultats confirment qu’après la PSM, les deux cohortes de patients étaient comparables sur toutes les caractéristiques de base, posant ainsi une base solide pour des analyses ultérieures des taux de récidive et de la contribution indépendante du pneumocéphalie.

Résultat principal
La comparaison des taux de récidive postopératoire entre les deux groupes est présentée dans le Tableau 2. Le taux de récidive était significativement plus élevé dans le groupe pneumocéphale que dans le groupe non pneumocéphale (22,7 % contre 5,3 % ; χ² = 9,58, p = 0,002), avec un rapport de chances de 5,20 (IC 95 % : 1,66–16,32). Le taux global de récidive était de 14,0 % (21/150).

Prédiction de la récidive de l’hématome basée sur le volume postopératoire du pneumocéphale
Le tableau 3 et la figure 2 présentent l’analyse de la courbe ROC. L’AUC était de 0,754 (IC à 95 % : 0,645–0,864). La valeur de seuil optimale (indice de Youden) était de 12,5 mL, correspondant à une sensibilité de 76,2 % et une spécificité de 70,5 %. La validation interne bootstrap (1 000 rééchantillons) a donné une coupure moyenne de 12,6 mL (IC à 95 % : 11,2–13,9 mL) et une AUC corrigée optimisme de 0,745, indiquant une bonne stabilité (Tableau Supplémentaire 1). En utilisant le seuil de 12,5 mL, les patients ont été stratifiés en trois strates de volume pneumocéphale : 0 mL (n = 75), > 0 à 12,5 mL (n = 42) et >12,5 mL (n = 33). Les taux de récidive étaient respectivement de 5,3 % (4/75), 14,3 % (6/42) et 33,3 % (33/11), respectivement (χ² tendance = 17,24, p < 0,001 ; Tableau 4).

Comparaison des variables entre patients présentant et sans récidive
Les indicateurs périopératoires ont été comparés entre les groupes de récidive et de non-récidive (tableau 5). Le groupe de récidive a eu une durée de drainage postopératoire significativement plus longue (3,81 ± 1,12 contre 3,24 ± 1,05 jour ; t = 2,30, p = 0,023 ; différence moyenne = 0,57 jours, IC à 95 % : 0,08–1,06). Le volume total de drainage postopératoire était de 235,71 ± 78,45 mL dans le groupe de récidive contre 268,99 ± 82,33 mL dans le groupe sans récidive (t = −1,73, p = 0,085 ; différence moyenne = −33,28 mL, IC à 95 % : −71,21–4,65). Aucune différence significative n’a été trouvée dans la durée de fonctionnement (t = 1,36, p = 0,176) ou le volume d’irrigation intraopératoire (t = −0,74, p = 0,462).

Comparaison des indicateurs de laboratoire et des indicateurs d’imagerie
Comme le montre le tableau 6, la comparaison des paramètres de laboratoire et d’imagerie a révélé que le groupe à récidive avait une NLR postopératoire de 4,56 ± 1,87, tandis que le groupe sans récidive avait une valeur de 3,89 ± 1,65, représentant une différence significative limite (t = 1,72, p = 0,088 ; différence moyenne = 0,67, IC 95 % : −0,10–1,44). La prévalence des hématomes de densité mixte était nettement plus élevée dans le groupe à récidive (66,67 % [14/21]) que dans le groupe à réduption non récidivante (42,64 % [55/129]), avec une différence statistiquement significative (χ² = 4,18, p = 0,041 ; OR = 2,69, IC à 95 % : 1,03–7,01). En revanche, la distance de déplacement de la ligne médiane préopératoire n’a pas différé de manière significative entre les deux groupes (t = 0,96, p = 0,338 ; différence moyenne = 0,74, IC à 95 % : −0,78–2,26).

Analyse de régression logistique
Analyse de régression univariée
Les résultats de l’analyse de régression logistique univariée pour les facteurs associés à la récidive postopératoire de la CSDH sont résumés dans le tableau 7. Des associations significatives avec le risque de récidive ont été observées pour un hématome bilatéral (OR = 2,78, IC 95 % : 1,02–7,58, p = 0,046), la présence de pneumocéphalie postopératoire (OR = 5,20, IC 95 % : 1,66–16,32, p = 0,005), et le volume du pneumocéphalie (OR = 1,09, IC 95 % : 1,02–1,15, p = 0,006). Plusieurs variables supplémentaires ont démontré une signification limite dans l’analyse univariée et ont ensuite été saisies dans des modèles multivariés, notamment un historique de médicaments antiplaquettaires ou anticoagulants (OR = 2,45, IC 95 % : 0,96–6,24, p = 0,061), des hématomes à densité mixte (OR = 2,54, IC 95 % : 0,98–6,63, p = 0,056), un NLR postopératoire (OR = 1,12, IC 95 % : 0,98–1,28, p = 0,100), et la durée de pose du tube de drainage (OR = 1,17, IC à 95 % : 0,98–1,39, p = 0,080).

Analyse de régression multivariée
Le degré de colinéarité entre l’indicateur binaire du pneumocéphale postopératoire et la mesure continue du volume du pneumocéphale a été examiné à l’aide du coefficient de corrélation de rang de Spearman (Tableau 8). Une forte corrélation positive a été identifiée (Spearman r = 0,923, IC 95 % : 0,893–0,946, p < 0,001), reflétant la relation cliniquement attendue : tous les patients classés comme ayant une pneumocéphale avaient un volume de pneumocéphale supérieur à 0 mL, et l’ampleur de la corrélation augmentait avec des volumes de pneumocéphale plus importants.

Compte tenu de la forte corrélation entre la présence et le volume de pneumocéphale (Spearman r = 0,923), deux modèles distincts de régression logistique conditionnelle ont été construits (Tableau 9) pour éviter la multicolinéarité. Chaque modèle n’incluait que trois variables (la variable pneumocéphalie, l’hématome bilatéral et l’historique antiplaquettaire/anticoagulant) en raison du nombre limité d’événements de récidive (n = 21). Le modèle A (pneumocéphale binaire) a donné un OR de 3,26 (IC à 95 % : 1,45–7,30, p = 0,004). Le modèle B (volume de pneumocéphale par mL) a donné un OR de 1,09 (IC 95 % : 1,02–1,15, p = 0,008). Les analyses de sensibilité utilisant la régression logistique à effets mixtes (Tableau 10) et la régression logistique pénalisée de Firth (Tableau 11) ont donné des résultats presque identiques (par exemple, Firth OR pour la présence : 3,20, IC 95 % : 1,40–7,25, p = 0,006), confirmant que les résultats n’étaient pas biaisés par le regroupement, la surparamétrisation ou une faible fréquence d’événements.

DISPONIBILITÉ DES DONNÉES :
Toutes les données générées ou analysées au cours de cette étude sont incluses dans cet article sous forme de dossier supplémentaire nommé Données brutes.

Figure 1 : Organigramme. Le diagramme illustre le processus d’inclusion, d’exclusion et d’appariement des scores de propension (PSM) des patients. À partir des patients ayant subi un drainage par trou de boucle pour un hématome sous-dural chronique entre janvier 2021 et juin 2025, des critères d’inclusion et d’exclusion ont été appliqués. Après la MSP (1:1, caliper 0,02, correspondance selon l’âge, le sexe, le côté hématome et les antécédents antiplaquettaires/anticoagulants), 150 patients ont été inclus (n = 75 dans le groupe pneumocéphalie, n = 75 dans le groupe non pneumocéphalie). Le critère principal était une récidive nécessitant une réopération dans les 6 mois. Veuillez cliquer ici pour voir une version agrandie de cette figurine.

Figure 2 : Courbe ROC pour prédire la récidive de l’hématome basée sur le volume intracrânien postopératoire du pneumocéphalie. La courbe ROC a été générée en utilisant le volume de pneumocéphalie postopératoire comme prédicteur continu (n = 150 patients). La surface sous la courbe (AUC) était de 0,754 (IC à 95 % : 0,645–0,864). La valeur de seuil optimale déterminée par l’indice de Youden était de 12,5 mL, ce qui donnait une sensibilité de 76,2 % et une spécificité de 70,5 %. Veuillez cliquer ici pour voir une version agrandie de cette figurine.

Indicateurs	Groupe pneumocéphale postopératoire (n = 75)	Groupe non pneumocéphale (n = 75)	Valeur statistique	p
Âge (années, moyenne±SD)	68,45 ± 10,23	67,89 ± 11:07	t = 0,32	0.749
Genre [n ( %)]	52 (69.33)	50 (66.67)	χ² = 0.12	0.729
Antécédents d’hypertension [n ( %)]	38 (50.67)	35 (46.67)	χ² = 0.24	0.624
Antécédents du diabète [n ( %)]	18 (24.00)	16 (21.33)	χ² = 0.15	0.698
Antécédents de médicaments antiplaquettaires/anticoagulants [n ( %)]	28 (37.33)	26 (34.67)	χ² = 0.11	0.736
Score de Markwalder préopératoire [n ( %)]			χ² = 0.42	0.811
0–1 point	20 (26.67)	22 (29.33)
2 points	41 (54.67)	42 (56.00)
3–4 points	14 (18.66)	11 (14.67)
Localisation de l’hématome [n ( %)]			χ² = 0.11	0.741
Unilatéral	58 (77.33)	59 (78.67)
Bilatéral	17 (22.67)	16 (21.33)
Type d’hématome de densité CT [n ( %)]			χ² = 1.16	0.762
Faible densité	12 (16.00)	14 (18.67)
Densité égale	18 (24.00)	20 (26.67)
Haute densité	8 (10.67)	9 (12.00)
Densité mixte	37 (49.33)	32 (42.66)
Distance de déplacement préopératoire des lignes médianes (mm, moyenne±SD)	8.34 ± 3.21	8.12 ± 3.45	t = 0,40	0.686
Durée de l’opération (min, moyenne±SD)	45,23 ± 8,67	44,89 ± 9,01	t = 0,24	0.813
La quantité d’irrigation pendant l’opération (mL, moyenne±SD)	325,45 ± 78,23	318,76 ± 82,14	t = 0,51	0.609

Tableau 1 : Comparaison des données de référence entre les deux groupes après correspondance des scores de tendance. Les caractéristiques de base de la cohorte appariée (n = 150 patients ; n = 75 par groupe) sont stratifiées selon le statut postopératoire de pneumocéphalie. Les variables continues sont présentées en moyenne ± SD et comparées à l’aide de tests t indépendants ; Les variables catégorielles sont indiquées comme n ( %) et comparées à l’aide de tests χ² . Toutes les valeurs p sont bilatérales, et p < 0,05 a été considéré comme statistiquement significatif.

Groupe	Nombre d’exemples	Récidive	Aucune récidive	χ²	p	OU (IC 95 %)
Groupe pneumocéphale postopératoire (n = 75)	75	17 (22.67)	58 (77.33)	9.58	0.002	5.20 (1.66-16.32)
Groupe non pneumocéphale (n = 75)	75	4 (5.33)	71 (94.67)
Au total	150	21 (14.00)	129 (86.00)

Tableau 2 : Comparaison intergroupe des taux de récidive postopératoire [n ( %)]. Comparaison des taux de récidive des hématomes ipsilatéraux à 6 mois entre les groupes pneumocéphales et non pneumocéphales dans la cohorte appariée (n = 150). La récidive était définie comme la nécessité de réopérer. Des comparaisons statistiques ont été réalisées à l’aide du test^χ-2 . Le rapport de cotes (OR) avec un intervalle de confiance (IC) à 95 % est également présenté.

Indicateurs	La surface sous la courbe (AUC)	Erreur standard	IC à 95 %	Valeur de coupure optimale (mL)	Sensibilité ( %)	Spécificité ( %)	Youden Index
Volume de pneumocéphalie postopératoire	0.754	0.056	0.645–0.864	12.5	76.2	70.5	0.467

Tableau 3 : Analyse de la courbe ROC pour prédire la récidive des hématomes basée sur le volume de pneumocéphalie postopératoire. Analyse de la courbe de la caractéristique opérante du récepteur (ROC) évaluant la performance prédictive du volume de pneumocéphalie postopératoire pour une récidive sur 6 mois (n = 150 patients, n = 21 événements de récidive). La surface sous la courbe (AUC), l’IC à 95 %, la valeur de coupure optimale déterminée par l’indice de Youden, ainsi que la sensibilité et la spécificité correspondantes sont indiquées.

Couche de volume hémisphérique cérébral	Nombre d’exemples	Nombre de cas de récidive	Taux récurrent ( %)	χ²	p
Volume prévu du pneumocéphale (0 mL) (n = 75)	75	4	5.33	17.24	<0,001
Une petite quantité de pneumocéphale (0 < Volume ≤ 12,5 mL) (n = 42)	42	6	14.29
Pneumocéphalie massive (volume > 12,5 mL) (n = 33)	33	11	33.33
Total	150	21	14

Tableau 4 : Relation entre les strates de volume du pneumocéphale et le taux de récidive postopératoire [n ( %)]. Répartition des taux de récidive sur trois strates volumique de pneumocéphalie dérivée de la valeur de coupure optimale (0 mL, >0–12,5 mL, >12,5 mL). La tendance à travers les strates a été testée à l’aide du test χ² pour la tendance. Les patients sans pneumocéphale servaient de référence.

Indicateurs	Groupe récurrent (n = 21)	Le groupe de non-récurrence (n = 129)	t	p	Différence moyenne (IC à 95 %)
Durée de l’opération (min)	47,52 ± 9,34	44,76 ± 8,56	1.36	0.176	2.76 (-1.26–6.78)
La quantité d’irrigation pendant l’exploitation (mL)	310.48 ± 85.67	324.15 ± 79.23	-0.74	0.462	13.67 (-50.24–22.29)
Durée d’infiltration du tube de drainage (d)	3.81 ± 1.12	3.24 ± 1.05	2.3	0.023	0.57 (0.08–1.06)
Volume total de drainage postopératoire (mL)	235,71 ± 78,45	268,99 ± 82,33	-1.73	0.085	-33.28 (-71.21–4.65)

Tableau 5 : Comparaison des paramètres périopératoires entre patients présentant et sans récidive. Les variables périopératoires (durée de l’opération, volume d’irrigation intraopératoire, temps de rétention du drainage postopératoire et volume total de drainage) ont été comparées entre le groupe de récidive (n = 21) et celui de non-récidive (n = 129). Les données sont présentées en moyenne ± DE et comparées à l’aide de tests t indépendants, avec des différences moyennes et des IC à 95 % rapportées.

Indicateurs	Groupe récurrent (n = 21)	Le groupe de non-récurrence (n = 129)	Valeur statistique	p	Différence moyenne/OR (IC à 95 %)
NLR postopératoire (moyenne±SD)	4,56 ± 1,87	3,89 ± 1,65	t = 1,72	0.088	0.67 (-0.10–1.44)
Distance de décalage préopératoire des lignes médianes (mm, moyenne±DS)	8,89 ± 3,45	8.15 ± 3.28	t = 0,96	0.338	0.74 (-0.78–2.26)
Hématome de densité mixte [n ( %)]	14 (66.67)	55 (42.64)	χ²= 4.18	0.041	2.69 (1.03–7.01)

Tableau 6 : Analyse comparative des résultats de laboratoire et d’imagerie entre les cohortes de récidive et de non-récidive. Comparaison du ratio neutrophiles/lymphocytes postopératoires (NLR), de la proportion d’hématomes de densité mixte et de la distance de décalage de la ligne médiane préopératoire entre les groupes de récidive (n = 21) et de non-récidive (n = 129). Les variables continues ont été comparées à l’aide de tests t ; Les variables catégoriques ont été comparées à l’aide de tests χ² .

Variable	B	Erreur standard	Wald χ²	p	OU	IC à 95 %
Âge	0.032	0.02	2.56	0.11	1.03	0.99–1.07
Genre	0.324	0.512	0.4	0.527	1.38	0.51–3.77
Antécédents de l’hypertension	0.456	0.467	0.95	0.329	1.58	0.63–3.94
Antécédents du diabète	0.612	0.523	1.37	0.242	1.84	0.66–5.13
Antécédents des médicaments antiplaquettaires/anticoagulants	0.895	0.478	3.51	0.061	2.45	0.96–6.24
Hématome bilatéral	1.023	0.512	4	0.046	2.78	1.02–7.58
Hématome de densité mixte	0.934	0.489	3.65	0.056	2.54	0.98–6.63
Distance de quart de poste préopératoire en ligne médiane	0.078	0.065	1.44	0.23	1.08	0.95–1.23
Pneumocéphalie postopératoire	1.649	0.582	8.03	0.005	5.2	1.66–16.32
Volume de pneumatisation cérébrale	0.082	0.03	7.47	0.006	1.09	1.02–1.15
NLR postopératoire	0.112	0.068	2.71	0.1	1.12	0.98–1.28
Durée d’infiltration du tube de drainage	0.156	0.089	3.07	0.08	1.17	0.98–1.39
Volume total de drainage postopératoire	-0.003	0.002	2.25	0.134	1	0.99–1.00

Tableau 7 : Analyse de régression logistique univariée identifiant les prédicteurs de récidive après une chirurgie pour la CSDH. Analyse de régression logistique conditionnelle univariée des facteurs de risque potentiels de récidive de la CSDH dans la cohorte appariée (n = 150, n = 21 événements de récurrence). Les rapports de cotes (OR), les intervalles de confiance à 95 % (IC) et les valeurs p sont affichés pour chaque variable candidate.

Statistiques	Présence de pneumocéphalie vs volume pneumocéphale
Coefficient de corrélation de Spearman (R)	0.923
Intervalle de confiance à 95 %	0.893–0.946
Valeur p	<0,001

Tableau 8 : Analyse de corrélation du volume et de la présence du pneumocéphalie. Coefficient de corrélation de rang (r) de Spearman entre la présence binaire du pneumocéphale postopératoire et sa mesure de volume continu (n = 150 patients). L’IC à 95 % et la valeur p sont rapportées.

Variable	B	Erreur standard	Wald χ²	p	OU	IC à 95 %
Pneumocéphalie postopératoire	1.18	0.412	8.2	0.004	3.26	1.45–7.30
Volume de pneumatisation cérébrale	0.082	0.031	7	0.008	1.09	1.02–1.15
Hématome bilatéral	0.856	0.445	3.7	0.054	2.35	0.98–5.63
Antécédents des médicaments antiplaquettaires/anticoagulants	0.623	0.412	2.29	0.13	1.87	0.83–4.19

Tableau 9 : Analyse de régression logistique multivariée des facteurs indépendamment associés à la récidive postopératoire de la CSDH. Deux modèles distincts de régression logistique conditionnelle (Modèle A : pneumocéphale en tant que binaire ; Modèle B : volume pneumocéphale par mL) ajusté pour les hématomes bilatéraux et les antécédents antiplaquettaires/anticoagulants (n = 150, n = 21 événements de récidive). Les rapports de cotes (OR), les IC à 95 % et les valeurs p sont rapportés pour chaque modèle.

Modèle	Prédicteur	Analyse primaire (régression logistique conditionnelle)	Analyse de sensibilité (régression logistique à effets mixtes avec interception aléatoire par patient)
		OU (IC à 95 %)	Valeur p	OU (IC à 95 %)	Valeur p
Modèle A	Pneumocéphalie postopératoire (oui contre non)	3.26 (1.45–7.30)	0.004	3.18 (1.42–7.12)	0.005
Modèle B	Volume pneumocéphale (par augmentation de 1 mL)	1.09 (1.02–1.15)	0.008	1.08 (1.02–1.14)	0.009

Tableau 10 : Analyse de sensibilité comparant la régression logistique conditionnelle primaire à la régression logistique à effets mixtes tenant compte du regroupement interne aux patients. Les deux modèles ont été ajustés pour un hématome bilatéral et des antécédents de médicaments antiplaquettaires/anticoagulants. Le modèle à effets mixtes comprenait une interception aléatoire pour chaque patient afin de tenir compte de la corrélation potentielle interne du patient résultant de cas bilatéraux d’hématome. Les résultats étaient presque identiques, confirmant la solidité des résultats.

Modèle	Prédicteur	Régression logistique standard	Régression logistique du Firth
		OU (IC à 95 %)	Valeur p	OU (IC à 95 %)	Valeur p
Modèle A	Pneumocéphalie postopératoire (oui contre non)	3.26 (1.45–7.30)	0.004	3.20 (1.40–7.25)	0.006
Modèle B	Volume pneumocéphale (par 1 mL)	1.09 (1.02–1.15)	0.008	1.08 (1.01–1.14)	0.01

Tableau 11 : Analyse de sensibilité : comparaison entre la régression logistique standard et la régression logistique de Firth pour prédire la récurrence. Les deux modèles ont ajusté pour l’hématome bilatéral et l’antécédents antiplaquetaires/anticoagulants. La régression logistique du Firth utilise la probabilité pénalisée pour réduire le biais des petits échantillons dans des événements rares.

Tableau supplémentaire 1 : Validation interne bootstrap de la valeur de coupure optimale et de l’AUC. Un rééchantillonnage bootstrap avec 1 000 itérations a été effectué pour valider en interne la valeur de coupure optimale dérivée de la courbe ROC et pour corriger l’optimisme dû au surapprentissage. Dans chaque échantillon bootstrap, la courbe ROC a été réestimée et le seuil optimal (indice de Youden) a été recalculé. Le tableau présente l’estimation initiale (à partir de l’ensemble complet du jeu de données), l’estimation moyenne à partir d’échantillons bootstrap, l’intervalle de confiance à 95 % dérivé de la distribution bootstrap, et l’optimisme (la moyenne originale moins bootstrap). L’analyse a été réalisée dans la cohorte appariée (n = 150 patients ; n = 21 événements de récidive). L’optimisme minimal confirme que la valeur de coupure est stable et non substantiellement surajustée par rapport à l’ensemble de données. Veuillez cliquer ici pour télécharger ce fichier.

Discussion

Le pneumocéphalie postopératoire après le drainage par trou de boucle de la CSDH est depuis longtemps controversé. Cette étude appariée par score de propension portant sur 150 patients a montré que la présence de pneumocéphalie était associée à un risque de récidive 3,26 fois plus élevé (OR = 3,26, IC 95 % : 1,45–7,30) et à une relation dose-réponse (chaque augmentation de volume de 1 mL correspondait à un risque 9 % plus élevé, OR = 1,09, IC 95 % : 1,02–1,15). Le seuil optimal pour le volume pneumocéphale était de 12,5 mL (AUC = 0,754 ; sensibilité = 76,2 % ; spécificité = 70,5 %). Ces résultats suggèrent que le pneumocéphalie postopératoire est un marqueur indépendant de la récidive (causalité non implicite).

Les résultats sont cohérents avec les méta-analyses publiées. Une méta-analyse a rapporté un risque de récidive significativement élevé chez les patients atteints de pneumocéphale par rapport aux témoins (OR = 3,22, IC 95 % : 2,47–4,20, p < 0,001), cette augmentation étant limitée aux sous-groupes à grand volume — un schéma qui reflète l’effet seuil de volume dans la présente^{étude 28}. Le OR à centre unique de 3,26 est presque identique à l’estimation regroupée, reproduisant le signal connu. Par conséquent, la valeur principale de ce travail n’est pas de découvrir une nouvelle association mais de fournir une confirmation locale plus méthodologiquement contrôlée (correspondance des scores de propension, validation interne bootstrap, régression pénalisée de Firth, modélisation à effets mixtes) et détaillée quantitativement (seuil volumétrique, temps de drainage, rapport neutrophiles/lymphocytes), qui peut orienter la pratique clinique dans l’institution d’étude et servir de modèle pour de futures études prospectives. Une analyse rétrospective portant sur 229 patients⁹ a identifié le volume postopératoire de pneumocéphale comme le seul prédicteur significatif de la récidive, avec un seuil rapporté de 5,2^{cm 3}, inférieur aux 12,5 mL de cette^{étude 9}. L’écart dans les estimations de seuil peut s’expliquer par des différences dans les techniques de mesure volumétrique (produit des diamètres orthogonaux vs. la formule de Tada), les caractéristiques de cohorte de base et les approches statistiques (la présente étude incorpore PSM, bootstrap et régression de Firth, qui n’ont pas été explicitement rapportées par Alenezi et al.). Malgré ces variations méthodologiques, les deux études convergent vers la conclusion centrale selon laquelle un volume plus important de pneumocéphale prédit indépendamment la récidive, renforçant la pertinence clinique de ce marqueur d’imagerie. De futurs efforts collaboratifs pour regrouper les données individuelles des patients et effectuer une validation externe dans plusieurs centres seront essentiels pour établir un seuil de volume universellement applicable.

Plus récemment, une étude de cohorte rétrospective monocentrique portant 460 patients a comparé un système de drainage fermé (CDS) à une irrigation standard (SI) pour l’évacuation^{de la CSDH 29,30}. Le groupe CDS présentait significativement moins de pneumocéphalie postopératoire (3,0±1,78 cm³ contre 49,3±11,97 cm³, p < 0,001) et un taux de récidive nettement plus faible (10,1 % contre 27,5 %, p < 0,001). L’analyse multivariée a identifié le volume pneumocéphale (OR 1,0293 par^{cm 3}, p < 0,001) et l’hématome résiduel comme prédicteurs indépendants de la récidive, tandis que l’EI comportait un risque significativement accru (OR 6,63, IC 95 % 1,08–40,74, p = 0,041). Ces résultats corroborent fortement l’association dépendante du volume entre le pneumocéphalie et la récidive. L’étude actuelle a utilisé l’appariement des scores de propension, la validation interne bootstrap du seuil de volume, et Firth a pénalisé la régression logistique pour les événements rares — des affinements méthodologiques qui complètent la taille d’échantillon plus large et la comparaison chirurgicale directe de Scala et al. Les deux études renforcent ensemble que minimiser le volume de pneumocéphalie postopératoire grâce à des techniques chirurgicales optimisées (par exemple, drainage fermé) peut réduire la récidive de la CSDH. La forte corrélation entre la présence binaire du pneumocéphale et son volume continu (Spearman r = 0,923) a empêché leur inclusion simultanée dans un seul modèle multivarié. Par conséquent, deux modèles distincts ont été construits — l’un traitant la pneumocéphale comme une variable dichotomique (Modèle A) et l’autre comme une mesure continue (Modèle B). Cette stratégie évite la multicolinéarité tout en permettant d’évaluer à la fois l’effet seuil et la relation dose-réponse. Les résultats cohérents des deux modèles renforcent davantage la robustesse de l’association.

Après ajustement pour les hématomes bilatéraux et les antécédents de médicaments antiplaquettaires ou anticoagulants, le pneumocéphalie postopératoire a été identifié comme un facteur indépendamment associé de récidive dans l’analyse multivariée. Un historique d’utilisation d’antiplaquettes ou d’anticoagulants était marginalement significatif dans l’analyse univariée (OR = 2,45, p = 0,061) mais n’a pas été conservé dans le modèle multivarié. Cela peut être dû à la taille limitée de l’échantillon ou indiquer que l’association du pneumocéphalie à la récidive prime sur celle d’un traitement antiplaquettaire/anticoagulant antérieur. Une revue systématique de 61 études a indiqué que l’utilisation d’anticoagulants augmente le risque de récidive en affectant la fonction de la coagulation, tout en soulignant que la récidive résulte de plusieurs facteurs^30,31.

Le mécanisme par lequel le pneumocéphale postopératoire est associé à la récidive mérite d’être exploré. L’accumulation de gaz intracrânien peut interférer avec la cicatrisation des cavités de l’hématome par plusieurs voies. Premièrement, les gaz peuvent interférer avec le repositionnement du cerveau et l’attache durale, contribuant potentiellement à la persistance de l’espace sous-dural et facilitant la réaccumulation de^{liquide 31}. La rétention du drainage postopératoire, significativement plus longue dans le groupe de récidive (3,81 contre 3,24 jours, p = 0,023), soutient indirectement une réexpansion cérébrale insuffisante. Deuxièmement, les gaz peuvent interférer avec l’inflammation locale et la fibrinolyse. Le ratio neutrophiles/lymphocytes postopératoires a été tendance à la hausse dans le groupe de récidive (4,56 contre 3,89, p = 0,088), suggérant qu’une inflammation systémique pourrait être impliquée, comme noté dans une étude^{précédente 32}. Troisièmement, la tension gazeuse pourrait affecter l’angiogenèse et la perméabilité des capsules, favorisant des microsaignements^{répétés 33,34}. Une étude précédente³⁸ a constaté que l’atrophie corticale et une réduction insuffisante du décalage postopératoire de la ligne médiane prédisaient une récidive, renforçant le rôle d’un mauvais repositionnement^{cérébral 35}. Il est également plausible que le pneumocéphale ne soit pas directement nocif mais plutôt un marqueur d’une réexpansion cérébrale insuffisante. Un mauvais repositionnement laisse un espace subdural résiduel plus important qui permet à la fois l’accumulation de gaz et prédispose à la réaccumulation de liquide. Ainsi, l’association observée peut s’expliquer par une expansion cérébrale insuffisante plutôt que par un effet causal direct du gaz.

Concernant la relation entre la durée de pose du cathéter et la récidive, l’étude a constaté que la durée de pose du cathéter dans le groupe ayant récidivé était significativement plus longue, ce qui correspond à l’intuition clinique : un temps de pose plus long indique souvent un mauvais drainage ou un repositionnement lent du tissu^{cérébral 35,36}. Cependant, le cathéter lui-même, en tant qu’organisme étranger, peut stimuler une réponse inflammatoire locale, et un placement prolongé peut augmenter le risque d’infection. Par conséquent, en pratique clinique, il faut peser les avantages et les inconvénients. Une revue systématique Cochrane a confirmé que le drainage postopératoire peut réduire significativement le taux de récidive, mais la durée optimale du drainage reste^{indéterminée 37}. Les résultats suggèrent que, pour les patients présentant un grand volume de pneumocéphalie postopératoire, prolonger adéquatement le temps de pose du cathéter peut faciliter l’expulsion des gaz et le repositionnement du tissu cérébral, mais cette hypothèse nécessite des recherches prospectives pour être vérifiée.

Cette étude intègre plusieurs caractéristiques méthodologiques qui renforcent la reproduction locale de l’association connue. Premièrement, le biais de confusion a été traité par l’utilisation du PSM, qui a permis d’assurer des caractéristiques de base clés équilibrées et comparables entre les cohortes pneumocéphales et non pneumocéphales — une caractéristique méthodologique que la plupart des études rétrospectives précédentes n’avaient pas. Avant la correspondance, le groupe pneumocéphale était plus ancien et présentait une proportion plus élevée d’utilisation de médicaments antiplaquettes ; Après l’appariement, ces différences disparaissaient, assurant la comparabilité entre les groupes. Deuxièmement, le volume de pneumocéphale a été mesuré quantitativement et un seuil prédictif a été déterminé, fournissant un indicateur de référence opérationnel pour la pratique clinique. La valeur de coupure de 12,5 mL présente une grande sensibilité et spécificité et peut être utilisée pour une stratification précoce du risque postopératoire. Troisièmement, des indicateurs inflammatoires, tels que la NLR postopératoire, ont été inclus dans l’analyse afin d’explorer le mécanisme par lequel la pneumocéphalie est associée à une récidive du point de vue inflammatoire. Bien qu’elle n’ait pas atteint une signification statistique, elle fournit une orientation pour les recherches ultérieures.

Ces résultats ont des implications pour la prise de décision clinique. Le scanner crânien dans les 24 heures suivant l’opération est de routine, et mesurer le volume du pneumocéphalie est simple et réalisable sans coût supplémentaire. Pour les patients dont le volume de pneumocéphalie dépasse 12,5 mL, les cliniciens peuvent envisager d’augmenter la fréquence des suivis, de prolonger le temps de drainage ou de prendre des mesures plus^{proactives 15,37}. Une méta-analyse de quatre essais contrôlés randomisés menés par un groupe³⁸ a montré que l’embolisation de l’artère méningée moyenne (MMAE) réduisait le risque de récidive de 60 % (RR = 0,40, IC à 95 % : 0,28–0,58). Pour les patients à haut risque (par exemple, un pneumocéphalie important combiné à un hématome de densité mixte), le MMAE pourrait être considéré comme un traitement complémentaire, bien que les analyses coût-efficacité suggèrent que son application généralisée pourrait ne pas être économiquement viable dans les systèmes d’assurance universels. Le taux de récidive global modéré (14 %) limite l’utilité clinique de tout marqueur d’imagerie unique. Même dans le groupe à haut risque (volume de pneumocéphalie >12,5 mL), le taux de récidive n’était que de 33,3 %, indiquant que les deux tiers des patients atteints de grand pneumocéphalie ne récidivent pas, et que 19 % des récidives survenaient chez les patients sans pneumocéphalie. Ainsi, le seuil proposé doit être utilisé comme un composant d’une évaluation du risque multi-paramètres, et non comme un déclencheur autonome d’intervention.

Plusieurs considérations méthodologiques concernant la quantification des volumes méritent d’être discutées. La formule de Tada, largement utilisée pour estimer le volume d’hémorragie intracérébrale, adopte une forme ellipsoïde régulière et peut surestimer les collections de gaz irrégulières ou multiloculées — une limitation inhérente à cette approche. Son principe est identique à celui de la méthode ABC/2, plus simple, qui a été validée pour la mesure postopératoire du pneumocéphalie, montrant une forte corrélation avec l’analyse volumétrique assistée par ordinateur (r = 0,992)³⁹. L’excellent accord inter-observateurs (ICC = 0,964) dans cette étude suggère également que la méthode de mesure est robuste et reproductible. De futures études utilisant des techniques volumétriques semi-automatisées pourraient offrir une précision encore supérieure.

Cette étude présente plusieurs limites. Premièrement, en tant qu’étude rétrospective monocentrique, malgré l’appariement des scores de propension, la confusion non mesurée ne peut pas être totalement éliminée. Les variables connues pour influencer la récidive de la CSDH — telles que l’athropie cérébrale, les caractéristiques structurales détaillées de l’hématome (par exemple, septation, loculation, épaisseur de membrane, viscosité de l’hématome) et les variations de la technique chirurgicale (par exemple, méthode d’irrigation, type et emplacement du drain, drainage actif vs passif, positionnement postopératoire de la tête) — n’étaient pas disponibles dans le jeu de données. L’inclusion d’hématomes de densité mixte comme covariable a partiellement permis de retranscrire la structure interne complexe, mais des marqueurs d’imagerie plus granulaires devraient être collectés dans de futures études prospectives. Deuxièmement, le volume de pneumocéphalie n’a été mesuré que lors du scanner postopératoire de 24 heures, qui ne capture pas le processus dynamique d’absorption des gaz. Troisièmement, bien que la taille de l’échantillon ait été adéquate pour l’analyse primaire, certains sous-groupes (par exemple, le groupe pneumocéphale à grand volume, n = 33) étaient petits, ce qui affectait la stabilité statistique. Quatrièmement, la période de suivi était limitée à 6 mois, donc la récidive à long terme n’a pas été évaluée. Cinquièmement, l’influence des traitements plus récents (par exemple, l’embolisation de l’artère méningée moyenne) sur le pronostic des patients atteints de pneumocéphale n’a pas été examinée. Sixièmement, la valeur de coupure optimale (12,5 mL) dérivée de la courbe ROC n’a pas été validée de l’extérieur ; par conséquent, sa généralisabilité à d’autres populations ou contextes cliniques reste inconnue. Septièmement, les paramètres détaillés de la technique chirurgicale standardisée (par exemple, pression d’irrigation exacte, calendrier de serrage du drain, angles de positionnement de la tête) n’ont pas été enregistrés prospectivement, limitant la reproductibilité de la procédure entre les centres.

En tant qu’étude observationnelle, ce travail ne peut pas établir la causalité. L’association observée entre le pneumocéphale et la récidive peut refléter le fait que le pneumocéphale est un marqueur de réexpansion cérébrale incomplète plutôt qu’une cause directe. La valeur de coupure proposée de 12,5 mL a été dérivée d’un ensemble de données centrique unique ; La validation interne par bootstrap a démontré sa stabilité, mais une validation externe dans les cohortes indépendantes est requise avant toute application clinique. Par conséquent, le seuil doit être considéré strictement exploratoire et non comme un seuil clinique définitif. En résumé, le volume de pneumocéphalie postopératoire est associé à une récidive de la CSDH après le drainage du bur - trou et peut aider à identifier les patients nécessitant un suivi plus rapproché. Cependant, une validation prospective multicentrique est nécessaire avant qu’un seuil de volume spécifique puisse être adopté en pratique clinique. Le nombre modeste d’événements de récidive (n = 21) a limité l’ajustement des covariables, et bien que la régression de Firth ait démontré de la robustesse, une validation externe dans des cohortes plus larges reste nécessaire. Les études futures devraient également explorer des stratégies d’intervention pour les patients à haut risque et développer des modèles de prédiction multimodaux.

Matériaux

Liste des matériaux utilisés dans cet article

Nom	Entreprise	Numéro de catalogue	Commentaires
14Fr silicone subdural drain	Cathéter de drainage en silicone de qualité médicale (générique)	14 Fr; utilisé avec un système de drainage à gravité passive
Scanner tomodensitométrique (TDM)	Siemens Healthineers	SOMATOM Definition AS; homologué par la FDA
Dictionnaire de données (définitions des variables)	Équipe de l'étude	N/A (créé pour cette étude)
Excel (Microsoft Office)	Microsoft Corporation	Version 16.0+ ; https://www.microsoft.com/microsoft-365/excel
CT intraopératoire / neuronavigation	Siemens Healthineers	Somatom Definition AS avec option de navigation ; utilisé lorsque disponible
Package logistf (régression logistique pénalisée de Firth)	CRAN (package R)	Version 1.26.1 ; https://CRAN.R-project.org/package=logistf[référence:3]
Régression logistique à effets mixtes	R (package lme4)	Package lme4 ; https://CRAN.R-project.org/package=lme4
Système de drainage à gravité passive	Sac de drainage sous-dural standard	Capacité de 250 mL ; connecté au drain 14Fr
Environnement logiciel R	R Foundation	Version 4.4.x ; https://www.r-project.org[référence:5]
SPSS Statistics	IBM Corporation	Version 26.0 ; https://www.ibm.com/spss[référence:6]
Formule de Tada (calcul du volume)	Calcul manuel	N/A (méthode décrite dans le protocole)
Solution saline normale réchauffée (fluide d'irrigation)	Fourniture hospitalière standard	NaCl 0,9%, réchauffé à 37–38 °C