Vaccination hépatite B : l'étude cas-témoins de L. Abenhaim était significative !

Il est admis que l'étude réalisée en 1998 par Lucien Abenhaim* sur des données britanniques n'était pas significative. En réalité, les données globales étaient significatives mais leur fragmentation en 2 sous-groupes a crée 2 résultats non significatifs qui seuls ont été communiqués.

Cet article va démontrer le caractère significatif des données globales et s'interroger sur les raisons d'une telle situation.

                              Sommaire

Notes sur Lucien Abenhaim et son étude

Un calcul significatif oublié ?

Le rôle des autres vaccins

Le point de vue de Lucien Abenhaim

Une opposition à la vaccination qui interpelle

Un problème sans solution ?

Vous ne me croyez pas ? Lisez plutôt :

Annexe

L'odds ratio OR

L'intervalle de confiance pour l'Odds Ratio

• Ce site présente ainsi Lucien Abenhaim : « médecin, est professeur d'épidémiologie. Spécialiste des grands risques, il enseigne en France et au Canada. Il occupait les fonctions de directeur général de la Santé depuis août 1999, après une carrière scientifique qui l'a amené à investiguer des épidémies dans de nombreux pays. Il siège au conseil exécutif de l'Organisation mondiale de la santé. »

• Ajoutons qu'il quittera ses fonctions de Directeur général de la santé quand la canicule de 2003 aura raison de lui...Auparavant, il avait fait indemniser 111 personnes en tant que victimes de la vaccination hépatite B : selon un article publié sur le site du Revahb (pages 13-14) la lettre d'accompagnement envoyée aux victimes et signée du Directeur général de la santé était rédigée ainsi :

  « Les experts de la commission ont considéré en fonction, d’une part des dernières données de pharmacovigilance et épidémiologiques communiquées par l’AFSSAPS… et d’autre part, au vu des éléments figurant dans votre dossier, qu’il existait un lien de causalité entre la vaccination anti-hépatite B que vous avez subie et votre état de santé ».

• Bien qu'un document Afssaps du 21 septembre 2004 indique toujours cette étude comme non publiée ([3] tableau récapitulatif page 4), on trouvait à la même époque (14 septembre 2004) la référence suivante : STURKENBOOM M. ABENHAIM L. Pharmacoepidemiol Drug Safety 1999 ; 8 , Suppl : S  170- S 171, soit une publication très courte tenant sur 2 pages  Une recherche sur internet m'a révélé que si cette référence était souvent donnée, le contenu ne semble pas avoir été mis en ligne : en allant sur ce lien qui donne la première étude sur la cohorte KIDSEP on trouve 23 références presque toutes en ligne sauf la première qui est justement celle que je cherchais...

• • Additif (19 juillet 2009). J'ai trouvé un autre document très intéressant qui parle de cette étude : il s'agit de la communication faite par Bernard Bégaud et Annie Fourrier à la réunion internationale de consensus des 10-11 septembre 2003 sur la vaccination hépatite B et qui considèrent cette étude comme très sérieuse tout en notant que "l'étude de Miriam Sturkenboom, malgré l'absence de critique méthodologique notable, n'a jamais pu être publiée."

  • Au cours de l'émission diffusée le 30 juin 2009 sur France Culture, Bernard Bégaud avait affirmé  que certaines études n'avaient jamais pu être publiées : la revue contactée ne répondait pas; relancée, elle disait n'avoir pas reçu le manuscrit; on renvoyait 10 fois disait Bernard Bégaud; alors la revue répondait qu'il était trop tard pour la publier...Il me paraît vraisemblable que si cette étude était ainsi traitée c'est qu'elle apportait des éléments significatifs et soigneusement établis pour être difficilement constestables. Il ne faut donc pas être surpris si j'ai pu en dénicher un. Voici ce qu'en disaient Bernard Bégaud et Annie Fourrier en 2003 :

  “Etude de M.C.J.M. Sturkenboom (1997-1998) à partir de la GRPD

  Cette étude a été menée en 1997-1998 à la demande et grâce à un financement de l'Afssaps, sur la base de données populationnelles et médicales General practice research database (GPRD), qui rassemble les informations extraites en temps réel de l'activité de 685 cabinets médicaux anglais. Les données ont été recueillies depuis 1987. L'avantage de la GPRD sur les autres bases de données utilisées en pharmaco-épidémiologie réside en sa représentativité et en la validation des données, régulièrement  vérifiées. L'étude de Sturkenboom est extrêmement rigoureuse quant à la validation des cas (tous retenus après diagnostic d'expert en insu par rapport au statut d'exposition) et quant à l'analyse statistique”

• Fin de l'additif

Un calcul significatif oublié ?

Cette étude a fait l'objet de 2 brefs résumés en 2002 dans le rapport Dartigues et en 2000 dans le compte-rendu de la réunion internationale de février 2000.

Voici d'abord la version donnée en février 2000 (page 6 du compte-rendu sur le site de l'Afssaps d'une commission internationale [2]):

« L’étude réalisée en 1998 par le Pr L. Abenhaim et M. Sturkenboom a porté sur la base de données anglaise GPRD du United Kingdom Department of Health a inclus 520 cas de sclérose en plaques et de démyélinisation, et 2505 témoins. Celle-ci a montré un odds-ratio de 1,4 (IC 95% = [0,8 ; 2,4]) à 1,6 (IC 95% = [0,6 ; 3,9]) pour l’association avec la vaccination contre l’hépatite B (selon que la « fenêtre de temps » pour la vaccination était de 2 ou 12 mois). »

* IC 95% désigne l'intervalle de confiance à 95%

Constatons que l'odds ratio (estimation du risque relatif, voir annexe) et l'intervalle de confiance pour les données globales ne sont pas donnés. Comme il faudrait connaître les nombres globaux  de vaccinés qui ne sont pas communiqués, il ne m'est pas possible de faire les calculs pour ces données. On trouve davantage d'indications sur le site du ministère mais les nombres nécessaires pour reprendre les calculs ne sont pas communiqués non plus. Par contre, cela va devenir possible grâce au second compte-rendu :

C'est celui du rapport Dartigues [1] de février 2002 qui donne des indications plus précises et un peu différentes :

« L’étude cas-témoins GPRD (Royaume-Uni - non encore publiée)

La population concernée par cette étude s’élevait à 4 millions de sujets âgés de 20 à 60 ans. Il s’agit de la clientèle de 625 cabinets médicaux britanniques. La période couverte s’étend de 1990 à 1997. 343 cas incidents d’EAD* et 138 cas d’autres maladies démyélinisantes du système nerveux central ont été identifiés dans cette base de données. Les diagnostics ont été validés par des experts à partir des données GPRD. Six témoins étaient appariés à chaque cas.

Il y avait 20 vaccinés chez les cas (4,2 %) et 68 vaccinés chez les témoins (2,1 %). Pour un intervalle de moins de 12 mois entre l’événement et la vaccination, l’OR ajusté était de 1,5 (0,6-3,9) et de 1,4 pour un intervalle de plus de 12 mois. L’OR était plus élevé pour les EAD (2,2, IC95%=0,8-5,9) que pour les scléroses en plaques (1,2, IC95%=0,7-2,3). Les données ne permettaient pas d’envisager des fenêtres d’exposition plus courtes. »

*EAD : épisode d'atteinte démyélinisante

Vérifions d'abord la cohérence des données si généreusement offertes (pour une fois !) : 343+138=481 dont 4,2% donne 20. C'est bon ! On nous dit que 2,1% des témoins sont vaccinés et qu'ils sont 68 vaccinés. Un petit calcul donne alors 3238 témoins dont 68 vaccinés et donc 3170 non vaccinés. Calculé ainsi, ce nombre 3170 est donné ici à quelques unités près mais cette légère indétermination sera sans incidence sur le résultat que nous allons obtenir.

En associant exactement 6 témoins à chaque cas cela donnerait 481x6=2886 alors que 2,1% de 2886 est 61. Il ne faut pas s'étonner de ces différences, j'ai déjà constaté que ce type d'association n'était pas très rigoureux. Dans l'étude d'Hernan par exemple il y a 1609 témoins pour 163 cas avec un rapport annoncé de 10 témoins par cas.

Les auteurs ont dissociés les cas en 2 groupes disjoints et complémentaires : les vaccinés dont les premiers signes sont apparus moins de 12 mois après la vaccination et les autres. Les nombres de vaccinés dans ces 2 groupes ne sont pas indiqués. On connait seulement l'odds ratio 1,5 et l'intervalle de confiance à 95% [0,6  3,9] pour cet odds ratio (voir annexe pour ces notions). Pour l'autre groupe on a seulement droit à l'odds ratio 1,4. Pour ces 2 groupes les écarts ne sont pas significatifs.

Mais nous pouvons faire le calcul pour l'ensemble des cas sans dissocier selon le délai.

Calculons l'odd ratio OR pour l'ensemble des données qui sont 20, 461, 68 et 3170 :

Il sera, par définition (voir aussi l'annexe), 20/461 divisé par 68/3170 soit 2,02 . D'ailleurs 4,2% est le double de 2,1% ce qui signifie qu'il y a 2 fois plus de vaccinés chez les malades que chez les témoins. L'intervalle de confiance à 95% relatif au 2,02 sera [1,22  3,36] (voir la formule de calcul en annexe). La borne inférieure étant supérieure à 1 les données sont significatives au seuil 5%.

Plus précisément, on peut calculer que la probabilité d'obtenir un odds ratio d'au moins 2,02 sous le seul fait des variations aléatoires est de 0,314% alors que significatif à 5% signifie seulement qu'elle est inférieure à 2,5% (voir à  mode de calcul à la fin de l'annexe).

Notons aussi que même en prenant seulement 2886 témoins l'odds ratio reste significatif : avec OR=1,798 la probabilité test est 1,18% largement inférieure à 2,5%.

Question : pourquoi les auteurs ont-ils préféré fragmenter les données dont ils disposaient en 2 groupes disjoints par le biais de 2 délais incompatibles et complémentaires ? L'effet objectif produit est de ne plus disposer que, par exemple, de 12 cas vaccinés sur les 20 pour le premier groupe et de 8 pour le second, ce qui augmente notablement la largeur de l'intervalle de confiance et donne 2 résultats non significatifs.

C'est l'effet objectif produit par cette dissociation. Était-ce le mobile des auteurs ? A chacun d'en juger. Disons qu'une fois les 4 nombres obtenus il ne faut pas une minute pour calculer l'odds ratio et l'intervalle de confiance avec une calculatrice pour le bac et la formule sous les yeux (annexe)...

Le rôle des autres vaccins

On peut trouver un assez long résumé de cette étude sur le site du ministère. Il a été publié fin 1998 avec beaucoup d'autres documents. Il résume les exposés qui furent présentées au cours d'une réunion internationale de 47 experts dans les locaux de l'Afssaps le 21 septembre 1998 et ont préparé la décision prise par Bernard Kouchner le 1er octobre 1998 au cours d'une célèbre conférence de presse. A noter que Lucien Abenhaim était présent à cette réunion ainsi que le co-auteur de l'étude, le Dr Miriam Sturkenboom (Italie) (voir la liste des présents). Il est donc très probable que ce sont les auteurs eux-mêmes qui ont exposé leurs résultats ainsi résumés (extraits) :

« Cette étude a montré un odds-ratio de 1,4 (Intervalle de Confiance à 95 % : IC 95% = [0,8 ; 2,4]) à 1,6 (IC 95% = [0,6 ; 3,9]) pour l’association avec la vaccination contre l’hépatite B (selon que la " fenêtre de temps " pour la vaccination était de 2 ou 12 mois). Des odds-ratios du même ordre de grandeur ont été estimés chez les hommes et les femmes séparément ainsi que chez les personnes âgées de moins de 45 ans. De plus, différentes analyses de sensibilité mènent à des résultats analogues. »

Puisque les auteurs n'ont pas hésité à exploiter les données en faisant plusieurs évaluations sur des sous-groupes, faudrait-il penser qu'ils auraient oublié de le faire sur le groupe entier ?

Et ce n'est pas tout car le résumé donne 6 résultats explicites dont 4 destinés à tester le rôle éventuel d'autres vaccins dans l'apparition d'affections démyélinisantes. J'ai rassemblé les résultats dans ce tableau :

? Je ne vois pas ce que pourrait être le vaccin DTPP et présume qu'il s'agit d'une faute de frappe pour le vaccin DTPC avec la coqueluche. Un correspondant m'a donné la réponse : P désigne Pertussis, la coqueluche dans son abréviation anglaise.

*OR désigne l'odds ratio qu'on peut interpréter comme une mesure du risque relatif. IC 95% désigne l'intervalle de confiance à 95% pour l'odds ratio. L'écart est significatif (au niveau 5%) quand la borne inférieure dépasse 1. C'est le cas avec le vaccin contre le méningocoque. Cela signifie que par le seul fait du hasard et non d'une cause agissante il y avait moins de 2,5% de chances d'obtenir un odds ratio d'au moins 4,8 (en fait 1,33%).

** Les formules de calcul des bornes de l'intervalle de confiance montrent que l'OR est la racine carrée du produit de ces bornes. Compte tenu des arrondis sur une décimale cette règle est vérifiée ici sauf pour la dernière ligne où l'écart entre 1,7 et 1,47 est anormal : en prenant 0,75 et 3,15 on obtient 1,537 et même avec 0,8 et 3,2 on a seulement 1,6.

Voici ce que dit le résumé sur le rôle des autres vaccins :

« Il faut cependant noter que d’autres vaccins (que le vaccin hépatite B) sont concernés par l’estimation d’odds-ratios élevés. C’est le cas du vaccin DTPP (OR = 1.6 (IC 95 % = [0.6 ; 4.0])), du vaccin grippal (OR = 1.5 (IC 95 % = [1.0 ; 2.3])), du vaccin contre le méningocoque (OR = 4.8 (IC 95 % = [1.2 ; 20])). Ce dernier exemple est un cas particulier car il est le seul pour lequel l’odds-ratio est statistiquement augmenté au seuil de 5 %.

Cette étude a également montré que l’exposition à une vaccination, quelle qu’elle soit, était associée à un odds-ratio de 1,7 (IC 95 % = [0,7 ; 3,1]), pour une fenêtre de temps de 2 mois précédant la survenue des troubles. Elle a également permis d’observer que le délai entre le premier symptôme ou signe de démyélinisation et le diagnostic de sclérose en plaques était plus court chez les personnes vaccinées que chez les non vaccinées. Ceci peut être le résultat d’un meilleur suivi des personnes vaccinées, ou la conséquence d’une forme accélérée de la maladie chez les personnes vaccinées. Ces deux hypothèses pourraient expliquer dans un cas comme dans l’autre les odds-ratios observés. »

* Sur ce site on peut lire un témoignage concordant qui montre que si les experts affichent leurs doutes les victimes savent...

* Notons que le Haut conseil de santé publique vient de recommander que le vaccin contre le méningocoque C soit recommandé pour tous les enfants.

Le point de vue de Lucien Abenhaim

Voici un bref extrait d'une longue interview de Lucien Abenhaim accordée en 2004 :

Question : Les profanes n’ont  aucun rôle à jouer dans la définition de ce qui doit compter comme risque ?

Réponse : Par rapport au public et à l’opinion, le rôle des données scientifiques est peut-être d’abord de diminuer l’incertitude et de réduire la perception des risques. Prenons l’affaire des vaccins contre l’hépatite B. Ma position a été double :

-d’une part, de dire que ce n’était pas aux associations de dire s’il y avait un risque ou non. Si les scientifiques n’en étaient pas capables, ce n’est pas les associations qui allaient pouvoir le faire.

- d’autre part, il fallait reconnaître qu’on avait un problème social, lié à la perception des dommages potentiels du vaccin, à gérer. Donc, en l’occurrence, de décider d’indemniser.

Il fallait séparer les deux. Mon avis est qu’il faut faire entrer dans le risque (son évaluation scientifique) ce qui relève du risque et non pas y mêler des enjeux qui relèvent d’horizons conceptuels et paradigmatiques complètement différents. »

Tout à fait d'accord sur la nécessité de séparer l'indemnisation de la mesure du risque. D'ailleurs il n'est nullement indispensable de soutenir l'innocuité de la vaccination pour justifier sa pratique : chaque jour nous allons sur les routes en prenant des risques non négligeables sans pour autant imaginer renoncer à l'automobile. Quel serait le discours le plus crédible et le plus incitatif ? Marteler que cette vaccination serait inoffensive et que tout accident consécutif à cette vaccination ne saurait être que coïncidence ou parler clairement ainsi :

 Cette vaccination peut apporter beaucoup en éliminant l'hépatite B et ses conséquences funestes mais il y aura un prix à payer. Si vous faites partie des victimes de cette vaccination, la société vous soutiendra car elle va tirer un bénéfice global très important de cette action.

Mais au lieu de cela, les promoteurs de cette vaccination pensent que s'ils reconnaissaient sa dangerosité elle ne sera plus praticable. Ils sont ainsi conduits à nier les accidents et refuser les indemnisations. Mais qui monterait dans une voiture si on lui disait qu'en cas d'accident il ne recevra aucun soutien de la société ?

Le Dr Marc Girard a fait état sur France Culture, au cours de l'émission consacrée à la vaccination hépatite B le 30 juin 2009, d'un colloque qui avait cherché à convaincre les juges que s'ils indemnisaient des victimes la population bouderait cette vaccination et que cela engendrera une catastrophe sanitaire dans notre pays. Depuis, selon le Dr Girard, les juges hésiteraient à indemniser des victimes...

Que les associations ou des individuels comme moi ne soient pas en mesure d'évaluer le risque d'une campagne de vaccination, tout à fait d'accord. Mais une personne seule avec les seuls moyens fournis par les publications sur internet peut mettre en évidence un certain nombre d'anomalies dans la conduite de ces études (comme ici avec celle d'Abenhaim) ou dans l'étrange traitement dont elles font l'objet par les Comités officiels d'experts (comme les études Fourrier-Costagliola et Tardieu) ou par la folle communication qui les entourent (Tardieu, Hernan) ou par l'absence totale de communication (anomalies autour de l'étude Fourrier-Costagliola). Autant d'anomalies qui interpellent et conduisent à formuler plus que de simples interrogations.

Une opposition à la vaccination qui interpelle

Cependant, il est tout aussi vrai que l'opposition à cette vaccination a pu, chez certains, prendre une forme tout aussi étrange et qui interpelle tout aussi fortement :

Une certaine opposition à cette vaccination était d'une capacité technique suffisante pour ne pas ignorer l'existence de l'étude Fourrier-Costagliola et était techniquement en mesure de faire le travail que je viens de présenter sur l'étude réalisée par Abenhaim. Pourtant, elle a fait valoir avec beaucoup d'insistance, au cours d'émissions télévisées, sur des radios, sur internet ou dans des revues que l'administration sanitaire ne s'était pas donné les moyens de réaliser des études comportant suffisamment de données pour mettre en évidence la dangerosité du vaccin, au moins de manière statistiquement significative.

Mais, à quoi cela servirait-il de réaliser des études plus importantes

• si, dès qu'une étude se révèle significative, elle est fragmentée en plusieurs sous-études disposant de moins de données les rendant non significatives;

• si à l'inverse, quand l'étude est globalement non significative, comme celle menée par Marc Tardieu et publiée le 8 octobre 2008, et que restreinte à certains sous-groupes elle devient très significative, nos Comités d'experts déclarent alors avec la plus grande vigueur que seul le résultat global compte et que ce serait une erreur méthodologique de dissocier !

• Si l'opposition la plus qualifiée du point de vue de l'expertise contribue, sciemment ou non,  à l'occultation des résultats les plus significatifs comme ceux de Fourrier-Costagliola ou n'a pas su voir le caractère significatif de l'étude d'Abenhaim entre-autres anomalies.

• Nous sommes alors devant un problème sans solution...

Un problème sans solution ?

Sans solution tant qu'il s'agira pour le citoyen de croire sur parole les déclarations des experts, que ceux-ci soient pro-vaccinaux ou combattent cette vaccination hépatite B. Il faut en effet prendre conscience que si ces experts s'affrontent en apparence sur les plateaux télévisés ou via internet, ils sont d'accord sur l'essentiel : le citoyen qui n'appartient pas au sérail ne doit pas avoir droit au chapitre.

Comme l'écrivait sur son site l'un d'entre-eux (d'ailleurs opposé à la vaccination hépatite B), un domaine aussi pointu doit être réservé au Grand Herméneute, seul à même de démêler le vrai du faux. Malheur aux aventuriers qui oseraient braver l'interdit en s'avançant dans le domaine réservé, ils seront impitoyablement piétinés !

Comme dans le combat des cerfs où la biche attend pour se donner au vainqueur, le public doit alors assister, passif, à la bataille entre le Grand Herméneute pro vaccin hépatite B et le Grand Herméneute anti vaccin hépatite B. Il n'aurait d'autre choix que d'apporter son soutien inconditionnel à l'un ou l'autre pour les plus militants ou de se donner au vainqueur pour les autres, en abandonnant tout esprit critique et toute autonomie de réflexion.

Vous ne me croyez pas ? Lisez plutôt :

Par un expert anti vaccin hépatite B (page 15) :

« Que penser de ces experts auto-proclamés qui, via internet notamment, amplifient de leur incompétence bouffonne les immenses scandales dont nous avons parlé en accréditant avec une masochique obstination l’idée que la critique du système serait l’apanage des imbéciles ? »

On ne peut effectivement s'auto-proclamer expert pour la simple raison que par définition un expert n'est pas seulement une personne compétente sur un sujet donné mais, aussi et surtout, qui met sa compétence au service d'une puissance comme celui qui expertise à la demande d'une compagnie d'assurance. Un expert dit indépendant signifie seulement qu'il travaille à son propre compte, mais est-il pour autant totalement libre dans son expertise ? S'il n'est pas suffisamment complaisant vis-à-vis de la puissance qui lui a confié un travail il sait pertinemment que le téléphone ne sonnera plus...

Aussi, il est indispensable que les citoyens investissent le domaine de la santé  et s'intéressent en particulier de très près aux expertises menées par les Comités officiels comme par les experts dits indépendants. C'est exactement l'objectif de ce blog, démarche encore trop peu répandue. L'attitude la plus commune consiste en effet à se ranger derrière  une autorité ou un leader en aliénant son autonomie de pensée.

Et quand cette autonomie tente de se manifester, ce serait l'incompétence bouffonne raillée par cet expert. Cette manifestation a d'abord été rendue possible grâce à cette extraordinaire possibilité soudain offerte à chacun de s'exprimer facilement et de voir ses idées proposées à une large audience par les extraordinaires moteurs de recherche. Mais cette audience potentielle est souvent très virtuelle et n'entraîne pas pour autant une adhésion significative. Quant à cette incompétence bouffonne, elle est sans doute moins la conséquence de l'imbécilité des internautes que des conditionnements et des carences dans lesquels l'éducation officielle maintient les citoyens.

Il appartient alors à ceux qui peuvent proposer mieux de faire l'effort de la pédagogie plutôt que de fustiger tous azimuts en oubliant que celui qui veut faire l'ange fait la bête.

Additif

14 juillet 2009, en réponse au commentaire de Pierre71 du même jour (voir son commentaire au bas de cet article) :

Dans cet article Vaccination contre l'hépatite B : Qui croire ?  auquel Pierre71 fait allusion, l'auteur développe ainsi son argumentaire, page 6 :

« En science généralement, et en épidémiologie particulièrement, la portée d’une donnée se renforce de sa cohérence avec les autres données disponibles sur le même sujet. Pour des raisons que j’ai expliquées ailleurs, l’étude de Hernan et coll est, de loin, la plus crédible des études cas/témoins réalisées sur le risque neurologique de la vaccination contre l’hépatite B : or, elle estime à environ 3 le risque relatif de développer une SEP après vaccination. Calculons – à la louche, en prenant des chiffres ronds pour faciliter la lecture

Moins de 30 000 SEP normalement attendues chez environ 60 millions de Français, ça fait moins de 15 000 normalement attendues dans la demi-population exposée au vaccin ; si l’équipe d’Hernan a raison (triplement du risque), on devrait aboutir à 15 000 x 3 = 45 000 SEP une fois cette sous-population vaccinée ; à quoi on ajoute les 15 000 SEP normalement attendues dans la demi-population non vaccinée, soit un total de 45000 + 15000 = 60000. Et toc ! On retombe presque pile sur les estimations récentes de l’administration sanitaire – un éventuel excès par rapport aux 60 000 théoriquement attendus s’expliquant facilement par le fait que les femmes ont été en moyenne plus vaccinées que les hommes, que le nombre de SEP normalement attendu dans cette sous-population était donc plus élevé et qu’en stratifiant par sexe – comme on dit – le calcul précédent, on aboutirait facilement à une estimation supérieure à 60 000, largement susceptible d’expliquer un excédent qui pourrait aller jusqu’à 80 000 ou davantage.»

Voici maintenant la critique en 2 parties que je vais devoir faire sur ce calcul quelque peu expéditif :

I - Pour expliquer un excédent pouvant permettre d’aller de 60 000 à 80 000 et même au delà, il fait valoir que les femmes, qui ont un risque plus élevée de sclérose en plaques que les hommes, ont été largement plus vaccinées qu’eux. Malheureusement il ne propose aucune donnée pour effectuer ce calcul et vérifier son affirmation, alors vérifions : 

Pour le calcul des cas attendus en l'absence de vaccination, l'étude de A.Fourrier avait retenu que 2/3 des cas de SEP étaient des femmes. Prenons donc cette valeur. L'estimation du nombre de vaccinés chez les adultes de 20-44 ans pour cette même étude donnait 46% d'hommes. Comme la vaccination des moins de 20 ans touchait de la même façon les garçons et les filles, cette proportion augmenterait en les incorporant. De plus, il est vraisemblable que la vaccination des personnes de plus de 45 ans a touché plus de femmes que d'hommes. Aussi, si on retient 45% d'hommes parmi les vaccinés on ne doit pas être au dessus de la vraie valeur, mais descendons jusqu'à 33,3% pour être vraiment très beau joueur. Le calcul ne pose alors pas de problème particulier, c’est niveau école primaire en prenant, comme l'auteur, 50% de vaccinés soit 30 millions :

On aura dans ce cas 20 millions de femmes vaccinées contre 10 millions d’hommes et les 30 millions de femmes feront  20 000 SEP contre 10 000 pour les 30 millions d’hommes. Cela fera 13 333 SEP attendues parmi les 20 millions de femmes qui seront vaccinées et 3 333 SEP parmi les 10 millions d’hommes vaccinés, ce qui donne 16 667 SEP attendues parmi les 30 millions de vaccinés. Avec le triplement du risque par la vaccination on aura 16667x3=50 000 auquel on doit ajouter 30000-16667= 13333 SEP chez les non-vaccinés, soit 63 333 SEP.

On est très loin des 80 000 ou davantage qui devraient être facilement obtenus ainsi selon cet auteur.

 II - Les chiffres utilisés par l'auteur sont des prévalences (total des cas vivant à un moment donné) et il est parfaitement établi  que la SEP ne réduit que rarement l'espérance de vie comme le rappelle, par exemple, le Livre Blanc de la sclérose en plaques publié en 2006. Comme de plus la plupart des cas se produisent chez des adultes jeunes (80% des cas entre 20 et 44 ans) on doit considérer qu'une personne débutant cette maladie aura en moyenne encore au moins 30 années à vivre. En conséquence, parmi les 30 000 cas considérés ici, la plupart avaient débuté leur maladie AVANT le début de la campagne de vaccination.

Il faut réaliser que quand l'auteur compare 30 000 à 80 000 il compare 2 prévalences et non pas 2 incidences annuelles.

 Supposons que l'on compare les prévalences à 10 ans d'intervalle, avant la grande campagne de vaccination (1993) et 10 ans plus tard, ce qui doit être à peu près ce qui a été choisi. Les 2 périodes auront alors en moyenne une plage commune de 20 ans. Disons, pour faire simple et explicite, que l'on compare d'une part les cas apparus entre 1964 et 1993  et entre 1974 et 2003 d'autre part, soit la plage commune de 20 ans entre 1974 et 1993. Avec une prévalence de 30 000 en 1993 cela fera 20 000 cas communs aux 2 périodes et 10 000 cas attendus entre 1994 et 2003, (un peu plus sans doute en raison de l'augmentation de la population et un peu moins avant mais passons, c'est un détail).

Il prend 50% de vaccinés sur cette période, soit 5000 cas chez les non-vaccinés et 5000 attendus chez les vaccinés sans tenir compte du déséquilibre homme-femme pour simplifier. Le triplement du risque, c'est ce qu'il fait, donne 15000, soit en tout 20000+5000+15000=40000 cas et non pas 60000. Avec 60000=20000+5000+35000 ce serait un risque multiplié par 7 et avec 80000 un risque multiplié par 11: 20000+5000+55000.

Ce calcul est évidemment très approximatif mais son objectif est seulement de souligner l'erreur grossière de méthodologie faite par l'auteur qui travaille sur la prévalence d'une maladie de longue durée comme s'il s'agissait d'incidences annuelles ! Ce qui ressort de ces calculs est qu'une augmentation relativement faible de la prévalence peut correspondre à un sur-risque  élevé par le fait que l'effet nocif de la vaccination ne s'appliquera qu'à une faible part de cette prévalence en raison du passage de la non vaccination à la vaccination : dans mon exemple, les 2/3+1/6 des cas attendus ne sont pas concernés par la vaccination; seul 1/6 des cas est concerné par celle-ci alors qu'elle a été appliquée à 50% comme s'il s'agissait d'une comparaison d'incidences entre une année sans vaccination et une année avec.

Annexe

L'odds ratio OR

Ces explications ont été prises sur le site

http://acces.inrp.fr/acces/equipes/santeepi/travaux/niveau_preuve/expression_risque

« Le concept des OR est issu des études CAS-TEMOINS réalisées pour évaluer les effets indésirables des médicaments ou ceux de l'exposition à  un produit nocif. »

Les données se présentent alors ainsi (avec les données traitées en exemple numérique) :

« Dans ces études, la prévalence de l'évènement indésirable (le Taux d'évènement indésirable dans le groupe témoin) n'est pas connue (le groupe de  référence est un groupe de personnes atteintes de la maladie et le groupe témoin est constitué d'une population identique non atteinte). On ne peut  donc pas connaître le risque relatif puisqu'on ne connait pas son dénominateur. »

L'Odd peut être calculé de deux façons qui donnent finalement la même valeur:

-soit en comparant l'Odd d'évènements indésirables (maladie) dans le groupe exposé au risque à celui du groupe non exposé :
               Odd du groupe exposé = a/b et Odd du groupe non exposé = c/d
                            Odd ratio d'évènements = (a/b) / (c/d) =ad/bc

-soit en comparant les Odds d'exposition au risque dans le groupe Evènements (atteints) et dans le groupe Non évènements (contrôle sain).

       Odd d'exposition dans le groupe atteint = a/c et Odd d'exposition dans le groupe contrôle = b/d
                         Odd ratio d'exposition = (a/c) / (b/d)=ad/bc

L'OR permet dans ce cas d'évaluer l'impact du produit ou de l'exposition sans avoir à connaître la prévalence de l'évènement indésirable. Cette évaluation a un degré de rigueur d'autant plus grand que la prévalence de l'évènement indésirable est faible.

Pour un évènement rare on peut donc utiliser l'OR à la place du risque relatif, ce qui permet de contourner le problème de la méconnaissance de la prévalence. »

L'intervalle de confiance pour l'Odds Ratio

• Il est calculée selon deux méthodes :

  • Méthode de Woolf  pour niveau de confiance de 95% :

    • Intervalle de confiance Odds Ratio = (e)^{LN (OR) ± 1,96(1/A+1/B+1/C+1/D) ½} 

  • Méthode de Miettinen pour niveau de confiance de 95% :

    • Intervalle de confiance Odds Ratio = (e)^{LN (OR)* [1 ± 1,96 / (Khi carré) ½ ]}

^{J'ai utilisé la formule de Woolf. A, B, C, D sont les 4 nombres 20, 461, 68 et 3170. Le ½  exprime la racine carrée de 1/A+1/B+1/C+1/D. La formule de Woolf montre qu'on obtient les bornes supérieures et inférieures de l'intervalle de confiance en multipliant et divisant OR par une même quantité obtenue ainsi : calculer 1/A+1/B+1/C+1/D; en prendre la racine carrée; la multiplier par 1,96 puis en prendre l'exponentielle. Cette valeur 1,96 correspond au choix du niveau de confiance de 95%. Pour 99% on la remplacerait par 2,576.}

^{Voir d'autres précisions sur ces sites :}

^{http://www.aly-abbara.com/utilitaires/statistiques/khi_carre_rr_odds_ratio_ic.html}

et surtout : http://www-math.univ-poitiers.fr/~phan/downloads/enseignement/2m13tp.pdf

^{Mode de calcul}

^{Avec la formule de Woolf, on utilise une loi normale ayant pour moyenne  le logarithme de  l'odds ratio et pour écart-type la racine carrée de 1/a+...+1/d qu'il est possible de calculer en disposant seulement de  l'odds ratio observé OR et d'une des 2 bornes de l'intervalle de confiance (à 95% par exemple). En notant Inf la borne inférieure de cet intervalle, la probabilité d'obtenir alors  un odds ratio au moins égal à celui observé OR est 2,5% quand la valeur théorique  de l'odds ratio vaut Inf.  Pour obtenir cette probabilité quand  la valeur théorique est 1 on divise 1,96 par 1-Ln Inf / Ln OR donnant un nombre t. Puis on utilise une table numérique (ou un calcul programmé) de la loi normale centrée-réduite pour rechercher la probabilité pour cette loi de dépasser la valeur t. On obtient ainsi la probabilité cherchée.}

^{On peut trouver une table de la loi normale sur Wikipedia. Avec OR=2,02 et Inf=1,22 on calcule t=2,73. La table donne, à l'intersection de la  ligne 2,7 et de la colonne 0,03 -qui correspond à 2,73-  la valeur 99683 qu'on lit  comme signifiant 99,683%. En retranchant de 100% on trouve 0,317%. J'ai trouvé 0,314 car j'ai utilisé un calcul programmé sans arrondis et plus précis.}

[1] http://www.sfpediatrie.com/uploads/media/Rapport_Dartigues.pdf

[2] http://www.afssaps.fr/content/download/13413/163122/version/2/file/vhbrap.pdf

[3] http://www.afssaps.fr/content/download/10351/121225/version/3/file/040905.pdf