Règle de prédiction clinique INTERCHEST pour la douleur thoracique en soins primaires

Contexte clinique

La douleur thoracique est l'un des motifs les plus fréquents de consultation de l'adulte en soins primaires, et pour le médecin généraliste la difficulté centrale est de distinguer les patients porteurs d'une coronaropathie instable ou d'une autre cause grave de ceux qui peuvent être pris en charge en ambulatoire. L'appréciation clinique fondée sur la seule anamnèse et l'examen s'est révélée insuffisante pour écarter avec sûreté une coronaropathie, avec une sensibilité d'environ 83 pour cent pour le jugement clinique non assisté du généraliste [4]. Il en résulte en pratique un seuil d'adressage bas, avec de nombreuses orientations en urgence inutiles, tandis que quelques patients avec une coronaropathie réelle sont malgré tout méconnus.

La règle de prédiction clinique INTERCHEST a été élaborée pour fournir une estimation du risque structurée et reproductible, utilisable directement en consultation, sans exiger d'ECG ni d'examens biologiques. L'objectif n'est pas de poser le diagnostic de coronaropathie, mais d'identifier les patients dont la probabilité est assez faible pour qu'un adressage en urgence ne soit pas justifié, et de mettre en évidence ceux chez qui la suspicion est assez forte pour imposer une exploration immédiate.

Calcul de la règle de prédiction clinique INTERCHEST

La règle comporte six prédicteurs, tous pondérés de façon équivalente à +1 ou −1, et le score s'étend de −1 à +5 :

$$\text{INTERCHEST} = \underbrace{I_{\text{âge/sexe}}}$${+1} + \underbrace{I{\text{affection grave}}}{+1} + \underbrace{I{\text{maladie vasculaire}}}{+1} + \underbrace{I{\text{effort}}}{+1} + \underbrace{I{\text{pression}}}{+1} - \underbrace{I{\text{palpation}}}_{1}

où chaque $I$ est une variable indicatrice valant 1 si le critère est rempli et 0 sinon. Les critères sont :

• Âge ≥55 ans (hommes) ou ≥65 ans (femmes) : seuil d'âge propre au sexe.
• Impression initiale du médecin : le patient pourrait avoir une affection grave : l'intuition clinique propre du médecin au premier contact.
• Antécédent connu de maladie coronaire, cérébrovasculaire ou artérielle périphérique : antécédent ischémique dans n'importe quel territoire vasculaire.
• Douleur déclenchée par l'effort : angor d'effort typique.
• Douleur ressentie comme une « pression » : description de la douleur par le patient lui-même.
• Douleur reproductible à la palpation : seul critère pondéré négativement, qui abaisse le score de 1 lorsqu'il est présent, une douleur pariétale reproductible plaidant contre une coronaropathie.

La cohorte de dérivation comprenait 3 099 patients issus de cinq cohortes de soins primaires de cinq pays (Belgique, Allemagne, Pays-Bas, Suisse et Suède), réunies au niveau individuel par une méta-analyse sur données individuelles [1]. La prévalence de la coronaropathie dans la cohorte était de 13,2 pour cent. Le critère modélisé était la coronaropathie confirmée au suivi, et les prédicteurs ont été identifiés par une combinaison d'arbres de type random forest, d'imputation multiple et de régression logistique au sein de chaque étude, puis un modèle de régression commun a été ajusté sur les données groupées en tenant compte de la variation systématique des données manquantes entre les études.

Interprétation en pratique

Le seuil décisionnel est un score <2, qui délimite la bande où la coronaropathie peut être considérée comme improbable. Dans la cohorte de dérivation, cela correspondait à une probabilité de 2,1 pour cent (IC 95 % 1,1 à 3,9) [1]. Pour un score ≥2, la probabilité montait à 43,0 pour cent (IC 95 % 35,8 à 50,4).

Il importe de noter que le score ne produit pas une augmentation graduelle du risque sur toute l'échelle : il fonctionne avant tout comme une aide à la décision binaire au seuil de 2. Son utilité clinique tient à sa valeur prédictive négative : un patient situé sous le seuil peut être considéré avec une grande sûreté comme à faible risque, à condition qu'aucun autre signe d'alarme ne soit présent.

Validation et performance

Dans la cohorte de dérivation, la statistique c atteignait 0,84 [1]. La revue systématique de Harskamp et al. a résumé les propriétés diagnostiques de l'INTERCHEST à une sensibilité de 82 à 88 pour cent, une spécificité de 74 à 82 pour cent, une valeur prédictive positive de 35 à 43 pour cent et une valeur prédictive négative de 96 à 98 pour cent [2]. Ces chiffres proviennent de la cohorte de dérivation et d'une validation limitée, et les auteurs de la revue soulignent que l'INTERCHEST n'a pas fait l'objet d'une validation externe aussi étendue que le Marburg Heart Score, apparenté, testé dans plusieurs cohortes indépendantes avec une statistique c de 0,84 à 0,90 [2].

L'évaluation externe la plus vaste à ce jour de l'INTERCHEST a été réalisée par Manten et al. dans une étude de cohorte rétrospective portant sur 1 433 patients ayant consulté en soins primaires de garde aux Pays-Bas en 2023 [3]. L'INTERCHEST y était utilisé comme outil de triage autonome lors de la régulation téléphonique, l'appréciation de l'assistant de triage remplaçant celle du médecin pour l'un des prédicteurs. La statistique c pour prédire des événements graves (critère composite incluant la mortalité toutes causes et les situations aiguës nécessitant une hospitalisation dans les 6 semaines) était de 0,76 (IC 95 % 0,73 à 0,80), et pour le syndrome coronarien aigu spécifiquement de 0,77 (IC 95 % 0,73 à 0,81) [3]. Au seuil de ≥2, la sensibilité était de 81,7 pour cent et la spécificité de 61,6 pour cent pour les événements graves, et le calibrage était jugé adéquat [3]. Comparé au protocole de triage néerlandais établi (NTS, statistique c 0,66), l'INTERCHEST faisait mieux et aurait réduit de 234 le nombre d'orientations inutiles à sécurité inchangée [3]. Pour le syndrome coronarien aigu spécifiquement, la sensibilité était de 88,8 pour cent et la spécificité de 57,6 pour cent, avec moins de cas manqués qu'avec le NTS [3].

En résumé, la discrimination est donc passée de 0,84 dans la dérivation à 0,76–0,77 dans la cohorte externe. Cela s'explique en partie par l'usage de l'appréciation de l'assistant de triage au lieu de celle du médecin, par le caractère rétrospectif de l'étude avec un risque de biais de vérification, et par un critère de jugement plus large (événements graves et non la seule coronaropathie).

Limites

L'INTERCHEST a été développé pour, et validé dans, des populations de soins primaires consultant pour douleur thoracique. Il ne doit pas être utilisé aux urgences ni chez les patients ayant déjà un syndrome coronarien aigu établi, où d'autres instruments (HEART, TIMI, GRACE) et des dosages de troponine sériés sont indiqués [2].

La revue systématique a signalé plusieurs défauts de qualité dans l'étude de dérivation : plus de 20 pour cent de données manquantes dans certaines parties de la cohorte, et un risque de biais de sélection qui n'a pas pu être totalement écarté [2]. L'INTERCHEST n'a pas non plus été comparé directement au jugement clinique non assisté dans la même mesure que le Marburg Heart Score, pour lequel de telles comparaisons ont montré que le score apporte une valeur ajoutée au-delà du seul jugement du médecin [4]. Les auteurs de la revue ont jugé le niveau de preuve de l'INTERCHEST de niveau 4, ce qui signifie que la règle n'est pas encore considérée comme prête pour une application clinique immédiate et que d'autres validations externes sont nécessaires [2].

Un piège particulier est que le prédicteur « impression initiale du médecin » est subjectif et peut varier d'un observateur à l'autre. Chez Manten et al., l'appréciation du médecin a été remplacée par celle de l'assistant de triage, ce qui a vraisemblablement contribué à la moindre discrimination [3]. Cela illustre la sensibilité de la règle à l'identité de celui qui porte l'appréciation clinique, et le fait qu'elle suppose un médecin expérimenté en soins primaires.

La règle n'est en outre pas conçue pour les patients à présentation atypique, comme une dyspnée isolée sans douleur thoracique, ni pour les patients ayant une coronaropathie connue déjà sous traitement de prévention secondaire et se présentant avec de nouveaux symptômes. Dans ces situations, le score n'est pas validé et ne doit pas être appliqué.

Contexte suédois

L'une des cinq cohortes ayant servi à la dérivation était suédoise, recueillie à l'université de Linköping [1]. Cela confère à la règle une certaine pertinence directe pour les soins primaires suédois, même si sa validation externe dans la pratique suédoise reste limitée à ce jour. L'essai COSPRI en cours dans la région d'Östergötland, protocole randomisé en grappes portant sur l'exploration d'un syndrome coronarien chronique suspecté en soins primaires, illustre l'intérêt suédois pour l'amélioration du diagnostic de la douleur thoracique au niveau des soins primaires, mais n'utilise pas l'INTERCHEST comme intervention [5]. Les recommandations suédoises pour l'exploration de la douleur thoracique en soins primaires ne comportent actuellement aucune recommandation formelle sur la règle de prédiction à utiliser, et le Marburg Heart Score dispose d'une base de preuves un peu plus solide dans la littérature internationale [2].

Sources

1. Aerts M, Minalu G, Bösner S, et al. Pooled individual patient data from five countries were used to derive a clinical prediction rule for coronary artery disease in primary care. J Clin Epidemiol 2017. PMID: 27773828
2. Harskamp RE, Laeven SC, Himmelreich JC, et al. Chest pain in general practice: a systematic review of prediction rules. BMJ Open 2019. PMID: 30819715
3. Manten A, De Clercq L, Rietveld RP, et al. Evaluation of the Marburg Heart Score and INTERCHEST score compared to current telephone triage for chest pain in out-of-hours primary care. Neth Heart J 2023. PMID: 36580267
4. Haasenritter J, Donner-Banzhoff N, Bösner S. Chest pain for coronary heart disease in general practice: clinical judgement and a clinical decision rule. Br J Gen Pract 2015. PMID: 26500322
5. Nilsson S, Gabro F, Stertman E, et al. Chronic cOronary Syndrome in Swedish PRImary care (COSPRI): a study protocol for a 5-year cluster randomized controlled trial. Trials 2025. PMID: 40544312