Score de Genève révisé pour l'embolie pulmonaire

Contexte clinique

La probabilité pré-test est la première étape de la démarche diagnostique structurée devant une suspicion d'embolie pulmonaire. Son but n'est pas de poser le diagnostic, mais d'orienter l'étape suivante : quels patients peuvent être explorés par D-dimère et lesquels doivent aller directement à l'imagerie. Sans estimation structurée de la probabilité, les cliniciens tendent à sur-explorer par angioscanner pulmonaire, avec un faible rendement en embolies confirmées.

Le score de Genève révisé pour l'embolie pulmonaire a été élaboré pour offrir une alternative au score de Wells, entièrement dépourvue d'appréciation subjective. Le score de Wells comporte l'item « l'embolie pulmonaire est le diagnostic le plus probable », qui exige un jugement clinique global, variable d'un évaluateur à l'autre et difficile à standardiser. Le score de Genève révisé repose exclusivement sur des variables objectives : âge, anamnèse, constantes vitales et signes cliniques reproductibles quel que soit l'évaluateur [1].

Calcul du score de Genève révisé

Le score est une somme pondérée de huit variables cliniques objectives :

$$\text{Genève révisé} = \text{Âge}$${>65} + 3 \cdot \text{TVP/EP antérieure} + 2 \cdot \text{Chirurgie/fracture}{1,\text{mois}} + 2 \cdot \text{Cancer} + 3 \cdot \text{Douleur unilatérale du membre} + 2 \cdot \text{Hémoptysie} + \text{FC}_{\text{palier}} + 4 \cdot \text{Signes de TVP}

où $\text{FC}_{\text{palier}}$ vaut 0 pour une fréquence cardiaque <75, 3 entre 75 et 94, et 5 à partir de 95 battements/min. Les variables sont binaires (Oui/Non), sauf la fréquence cardiaque, répartie en trois paliers. Le score maximal est de 22.

La cohorte de dérivation était constituée de patients consécutifs consultant en urgence dans trois hôpitaux universitaires européens pour suspicion d'embolie pulmonaire [1]. Les variables significativement associées à l'embolie pulmonaire en analyse univariée ont été introduites dans un modèle de régression logistique multivariée, et l'attribution des points s'est faite d'après les coefficients de régression. Le score a ensuite été validé de façon externe dans une cohorte indépendante issue d'études diagnostiques distinctes. Dans la cohorte de validation, la prévalence de l'embolie pulmonaire était de 8 pour cent dans le groupe à faible risque (0 à 3 points), 28 pour cent dans le groupe intermédiaire (4 à 10 points) et 74 pour cent dans le groupe à haut risque (≥11 points) [1].

Interprétation en pratique

Le score répartit les patients en trois paliers de probabilité. Chaque palier correspond à une conduite concrète dans la suite du bilan :

La différence essentielle entre les paliers ne porte pas sur l'usage du D-dimère en lui-même, mais sur le fait que les patients à haut risque doivent aller directement à l'imagerie. Le D-dimère conserve sa valeur dans les groupes faible et intermédiaire, mais la proportion de patients ayant réellement une embolie diffère nettement entre les groupes, ce qui modifie la valeur prédictive d'un résultat positif ou négatif.

Chez les patients de 50 ans ou plus, un seuil de D-dimère ajusté à l'âge (âge × 10 µg/L) peut être envisagé à la place du seuil fixe de 500 µg/L. Dans une étude multicentrique prospective portant sur 3 346 patients, cela a fait passer la proportion de patients chez qui l'embolie pulmonaire pouvait être écartée sans imagerie de 6,4 à 29,7 pour cent chez les patients de 75 ans ou plus à probabilité clinique non élevée, avec un taux d'échec à 3 mois de 0,3 pour cent [4].

Validation et performance

Une revue systématique avec méta-analyse en réseau de 2025 a inclus 40 études totalisant 37 027 patients et a comparé l'ensemble des scores de probabilité établis pour l'embolie pulmonaire [2]. Le score de Genève révisé à trois niveaux et le score de Wells à trois niveaux se comportaient de façon comparable pour écarter l'embolie pulmonaire, avec des rapports de vraisemblance négatifs respectivement de 0,39 (intervalle de crédibilité 95 pour cent 0,27 à 0,58) et 0,34 (0,25 à 0,45). Le score de Genève révisé était en revanche supérieur pour orienter correctement les patients vers l'imagerie plutôt que vers le D-dimère, avec un rapport de vraisemblance positif de 6,65 (3,75 à 10,56) contre 5,59 (3,7 à 8,37) pour Wells, et un rapport de cotes diagnostique de 8,03 (4,35 à 14,1) contre 7,4 (4,65 à 11,84). Les auteurs concluent que l'indépendance du score de Genève révisé à l'égard des variables subjectives plaide pour le préférer au score de Wells à trois niveaux [2].

Dans une étude rétrospective chinoise portant sur un matériel de service d'urgence de 3 437 patients (dont 698 avec embolie pulmonaire confirmée), le score de Genève révisé seul avait une sensibilité de 87,2 pour cent et une spécificité de seulement 7,2 pour cent, avec une AUC de 0,54 [3]. Associé au D-dimère, la sensibilité montait à 94,8 pour cent et l'AUC à 0,69, au prix d'une spécificité de 21,3 pour cent. Associé à la règle PERC, la sensibilité atteignait 99,6 pour cent, mais avec une faible spécificité (34,8 pour cent) et une AUC de 0,76 [3]. La concordance entre Wells et Genève révisé pour classer en probabilité faible ou élevée était modérée (kappa 0,46), mais augmentait nettement lorsque le D-dimère ou la règle PERC étaient ajoutés [3]. La population de cette étude était exclusivement d'origine est-asiatique, ce qui en limite la généralisabilité.

Une étude chinoise plus petite, avec 454 patients dans les jeux d'entraînement et de test et 204 dans le jeu de validation, a comparé le score de Genève révisé au score de Wells, à l'algorithme YEARS et à un modèle d'apprentissage automatique [5]. Le score de Genève révisé associé au D-dimère présentait la spécificité la plus élevée parmi les stratégies cliniques (0,744), tandis que l'AUC de l'algorithme YEARS était de 0,719 et celle du modèle d'apprentissage automatique de 0,813. Il s'agit d'une étude isolée, rétrospective et de petite taille, et les résultats doivent être interprétés avec prudence.

Limites

Le score a été dérivé et validé chez des patients consultant en urgence pour suspicion d'embolie pulmonaire. Il n'a pas été conçu pour les patients hospitalisés développant une suspicion d'embolie pulmonaire au cours du séjour, ni pour les patients atteints simultanément de COVID-19 ou d'autres affections modifiant la probabilité de base et la valeur prédictive des variables.

Quatre des huit variables reposent sur des données d'anamnèse (antécédent de TVP ou d'embolie pulmonaire, chirurgie ou fracture dans le mois, cancer actif, hémoptysie) qui peuvent être difficiles à obtenir chez un patient dont la conscience est altérée ou en cas de barrière linguistique. La fiabilité interobservateur des différentes variables du score n'a pas été étudiée dans le travail de dérivation [1].

La mauvaise utilisation la plus fréquente consiste à traiter le score comme un test diagnostique plutôt que comme un outil de probabilité. Le score de Genève révisé ne peut ni confirmer ni écarter à lui seul une embolie pulmonaire. Un patient au score bas peut néanmoins avoir une embolie, et un patient au score élevé peut avoir un autre diagnostic. Le rôle du score est d'orienter le choix entre D-dimère et imagerie, non de les remplacer.

Un autre écueil consiste à utiliser une version à deux niveaux (faible/élevée) au lieu des trois niveaux qu'emploie le calculateur. Dans la méta-analyse, le score de Wells à deux niveaux se comportait significativement moins bien que toutes les versions à trois niveaux sur l'ensemble des mesures [2], et il en va probablement de même pour le score de Genève révisé, où le groupe intermédiaire a une valeur clinique nette pour distinguer les patients explorables par D-dimère de ceux qui doivent aller directement au scanner.

Une version simplifiée du score de Genève révisé, où toutes les variables valent 1 point quel que soit leur poids d'origine, a été proposée pour en faciliter l'usage. Cette version n'est pas celle que calcule le calculateur, et sa performance diffère de celle de la version pondérée originale.

Sources

1. Le Gal G, Righini M, Roy PM et al. Prediction of pulmonary embolism in the emergency department: the revised Geneva score. Ann Intern Med. 2006;144(3):165–71. PMID: 16461960
2. Etemadi A, Hosseini M, Rafiee H et al. Comparative diagnostic accuracy of pre-test clinical probability scores for the risk stratification of patients with suspected pulmonary embolism: a systematic review and Bayesian network meta-analysis. BMC Pulm Med. 2025;25:478353. PMID: 40200307
3. Tang L, Hu Y, Min M et al. Comparisons of clinical scoring systems among suspected pulmonary embolism patients presenting to emergency department. Health Sci Rep. 2024;7(8):e70003. PMID: 39170892
4. Righini M, Van Es J, Den Exter PL et al. Age-adjusted D-dimer cutoff levels to rule out pulmonary embolism: the ADJUST-PE study. JAMA. 2014;311(11):1117–24. PMID: 24643601
5. Xi L, Kang H, Deng M et al. A machine learning model for diagnosing acute pulmonary embolism and comparison with Wells score, revised Geneva score, and Years algorithm. Chin Med J (Engl). 2024;137(6):676–682. PMID: 37828028