Breastfeeding is associated with improved child cognitive development * 16/07/96 Breastfeeding is associated with improved child cognitive development     Octobre 2013 J Labarère, A Seigneurin, P François *

Réponse : B (coefficient 1) 1 – QRU : L’objectif principal de cette étude était (une seule réponse possible) : A. d’identifier les facteurs de risque du sevrage précoce de l’allaitement maternel B. de tester l’existence d’une association entre le développement cognitif à l’âge de 5 ans et l’allaitement maternel C. d’évaluer les performances diagnostiques de l’échelle anglaise de capacités (BAS) D. de comparer le développement cognitif à l’âge de 5 ans en fonction de l’âge gestationnel E. toutes les propositions précédentes sont fausses Réponse : B (coefficient 1)

1 – QRU : L’objectif principal de cette étude était (une seule réponse possible) : Few studies of cognitive development have assessed whether there is a dose-response relationship for both any breastfeeding and exclusive breastfeeding. Here we present data for the association between the duration of any breastfeeding and exclusive breastfeeding on cognitive development at age 5 years in a UK cohort of 11 879 children. We have adjusted for many factors from pregnancy and throughout the life course of the child, which were potentially associated with cognitive development.

2 - Les caractéristiques méthodologiques s’appliquant à cette étude incluent (une ou plusieurs réponses possibles) : A. étude randomisée B. étude descriptive C. étude transversale D. étude observationnelle E. toutes les propositions précédentes sont fausses Réponse : D (coefficient 3)

Développement cognitif (BAS) Développement cognitif (BAS) 2 - Les caractéristiques méthodologiques s’appliquant à cette étude incluent (une ou plusieurs réponses possibles) : Développement cognitif (BAS) Allaités Nouveau-nés Différence à 5 ans ? Développement cognitif (BAS) Non-allaités temps

3 – QRU : L’exposition d’intérêt étudiée était (une seule réponse possible) : A. la prématurité B. les scores de l’échelle anglaise de capacités (BAS) C. l’allaitement maternel D. les apprentissages pendant les premières années de vie E. toutes les propositions précédentes sont fausses Réponse : C (coefficient 2)

4 – QRU : Le développement cognitif à l’âge de 5 ans était (une seule réponse possible) : A. un facteur de confusion potentiel B. l’exposition d’intérêt C. un critère d’exclusion D. un facteur intermédiaire E. toutes les propositions précédentes sont fausses Réponse : E (coefficient 2)

Facteur intermédiaire 4 – QRU : Le développement cognitif à l’âge de 5 ans était (une seule réponse possible) : Critère de jugement Exposition Facteur de confusion Facteur intermédiaire Critère de jugement Exposition

5 – QRM : L’exposition d’intérêt étudiée était l’allaitement maternel 5 – QRM : L’exposition d’intérêt étudiée était l’allaitement maternel. L’allaitement maternel a été évaluée (une ou plusieurs réponses possibles) : A. à l’âge de 9 mois (visite 1) et/ou de 5 ans (visite 3) B. de manière rétrospective C. sur données déclaratives maternelles D. uniquement chez les enfants avec un déficit cognitif à l’âge de 5 ans E. toutes les propositions précédentes sont fausses Réponse : B C (coefficient 2)

6 – QRM : Le développement cognitif à l’âge de 5 ans est le critère de jugement de l’étude. Le développement cognitif a été évalué (une ou plusieurs réponses possibles) : A. de manière rétrospective B. à l’aide de trois scores de l’échelle anglaise de capacités (BAS) C. sur données déclaratives maternelles D. uniquement chez les enfants qui n’ont pas été allaités E. toutes les propositions précédentes sont fausses Réponse : B (coefficient 2)

7 – QROC : quel était le pourcentage d’enfants éligibles perdus de vue entre la visite 1 (à 9 mois) et la visite 3 (à 5 ans) ? Réponse : 19% (coefficient 1) This yielded an eligible study population of 14 819 children recruited at sweep 1, of whom 11 951 (81%) participated in sweep 3.

Réponse : A B D (coefficient 3) 8 – QRM : Le pourcentage d’enfants perdus de vue entre la visite 1 et la visite 3 était de 19%. Les conséquences potentielles de ces perdus de vue sur les résultats de l’étude incluaient (une ou plusieurs réponses possibles) : A. une diminution de la puissance statistique des tests B. une diminution de la précision des estimations des paramètres du modèle de régression linéaire C. un biais de classement différentiel pour le type d’alimentation des enfants D. une erreur systématique dans l’estimation des paramètres du modèle de régression linéaire E. toutes les propositions précédentes sont fausses Réponse : A B D (coefficient 3)

Biais de sélection Constitution de l ’échantillon Suivi des sujets * 16/07/96 Biais de sélection Constitution de l ’échantillon autre moyen que le hasard (sujets volontaires…) base de sondage incomplète (annuaire, liste électorale) non-réponses témoins recrutés en milieu hospitalier (Berkson) cohortes de travailleurs (healthy worker effect) Suivi des sujets Perdus de vue Le biais de sélection est une erreur systématique dans l’estimation d’un paramètre consécutif au mode de : Mode de Constitution de l’échantillon Mode de suivi des sujets Cela aboutit à un échantillon non représentatif de la population cible. Un biais de sélection est possible chaque fois que l’échantillon est constitué par un autre moyen que le hasard, que la base de sondage est incomplète, qu’il y a des refus de participation. L’effet du travailleur sain désigne le fait que les travailleurs sont en meilleure santé en moyenne que la population générale. C’est un biais qui s’explique par la sélection des personnes en meilleure santé pour occuper un poste au moment de l’embauche (et au cours de la vie professionnelle). Les perdus de vue d’une étude peuvent également être à l’origine d’un biais de sélection. Vous avez compris qu’on pourra toujours suspecter un biais de sélection dans une étude épidémiologique. Dans l’épreuve de lecture critique, il y a peu d’intérêt à critiquer gratuitement un article en listant tous les biais que vous connaissez. Ce qui est important c’est d’essayer de quantifier l’ampleur du biais et son impact potentiel sur les résultats de l’étude. Il y a toujours des perdus de vue dans une étude de cohorte. Mais 5% de perdus de vue n’ont probablement pas le même impact sur l’estimation d’un paramètre que 30% de perdus de vue. Par ailleurs, il est aussi important d’envisager si des mesures ont été mises en œuvre pour limiter le risque de biais de sélection. Si ca n’était pas le cas, vous devez vous poser la question s’il existait des mesures qui auraient raisonnablement pu être mises en œuvre ? Par exemple, pour contourner le fait que l’annuaire téléphonique est incomplet, on générera au hasard des numéros de téléphone débutant par 04, 06 etc… pour couvrir les abonnées aux différents opérateurs et les possesseurs de portables uniquement. En revanche cela ne permet pas d’atteindre la population marginale qui ne possède pas de téléphone. *

BIAIS Pe P biaisée P P Biais Fluctuations d ’échantillonnage * BIAIS 16/07/96 P = paramètre à estimer Biais Fluctuations d ’échantillonnage Pe P biaisée Biais Deux types d’erreur peuvent entacher l’estimation d’un paramètre, quel qu’il soit (la prévalence d’une maladie, un risque relatif, la sensibilité d’un test). Le premier type d’erreur relève des fluctuations d’échantillonnage. Les fluctuations d’échantillonnage désignent l’erreur aléatoire dans l’estimation d’un paramètre, c’est-à-dire l’erreur due au hasard. Les fluctuations d’échantillonnage peuvent être symbolisées par la zone bleue entourant le paramètre à estimer. Les valeurs sont de moins en moins probables au fur et à mesure qu’on s’éloigne de la valeur du paramètre au centre de la cible. Le deuxième type d’erreur est le biais. Un biais est une erreur systématique dans l’estimation d’un paramètre. Sur la figure, le paramètre biaisé est systématiquement à côté du paramètre à estimer. Se surajoutent au biais les fluctuations d’échantillonnages autour de la valeur du paramètre biaisé. Donc retenez : Les fluctuations d’échantillonnage sont une erreur aléatoire dans l’estimation d’un paramètre, c’est-à-dire une erreur due au hasard. Le biais est une erreur systématique dans l’estimation d’un paramètre. P P Erreur aléatoire dans l’estimation d’un paramètre (due au hasard) Erreur systématique dans l’estimation d’un paramètre D’après Bouyer et al. Epidémiologie. Editions INSERM 1995. *

Réponse : E (coefficient 1) 9 – QRM : Les stratégies mises en œuvre par les auteurs pour pallier les conséquences d’un potentiel biais de sélection lié aux enfants perdus de vue incluaient (une ou plusieurs réponses possibles) : A. l’utilisation d’un modèle de régression linéaire complètement ajusté B. le test de l’interaction entre le sexe et le type d’alimentation C. la restriction de l’analyse au sous-groupe d’enfants nés à terme D. l’utilisation d’équivalent-âges dérivés de la population de la cohorte Millenium (MCS) E. toutes les propositions précédentes sont fausses Réponse : E (coefficient 1)

10 – QRM : Pour contrôler l’effet du biais de sélection lié aux enfants perdus de vue, il était possible de (une ou plusieurs réponses possibles) : A. conduire l’analyse en intention de traiter B. d’allonger la durée de suivi des enfants C. d’accroître l’effectif d’enfants recrutés D. de procéder à un appariement sur la durée d’allaitement maternel E. toutes les propositions précédentes sont fausses Réponse : E (coefficient 1)

11 – QROC : quel était l’effectif de mère n’ayant pas initié d’allaitement dans l’échantillon d’analyse ? Réponse : 4204 (coefficient 1)

11 – QROC : quel était l’effectif de mère n’ayant pas initié d’allaitement dans l’échantillon d’analyse ?

12 – QRU : Quelle information statistique manque-t-il dans le tableau 3 pour la comparaison du poids de naissance en fonction de la durée d’allaitement maternel (une seule réponse possible) ? A. le poids de naissance médian B. l’effectif de sujets C. l’intervalle de confiance à 95% du poids de naissance moyen D. la variance du poids de naissance E. toutes les propositions précédentes sont fausses Réponse : E (coefficient 2)

12 – QRU : Quelle information statistique manque-t-il dans le tableau 3 pour la comparaison du poids de naissance en fonction de la durée d’allaitement maternel (une seule réponse possible) ?

13 – QRU : Dans le modèle de régression linéaire complètement ajusté, la variable dépendante (à expliquer) était (une seule réponse possible) : A. la durée d’allaitement maternel B. la prématurité C. le sexe de l’enfant D. le poids de naissance E. toutes les propositions précédentes sont fausses Réponse : E (coefficient 1)

Régression linéaire multiple * 16/07/96 Régression linéaire multiple X Y Z Y = α + βX + …. +  Z Y : variable dépendante (expliquée) : score BAS X… Z : variable indépendantes (explicatives) : allaitement, tabagisme maternel, âge maternel… α : ordonnée à l’origine *

14 – QRM : Après ajustement complet, le score de la sous-échelle de similarité d’image évalué à l’âge de 5 ans chez les enfants nés à terme était significativement associé à une durée d’allaitement partiel ou exclusif (une ou plusieurs réponses possibles) : A. inférieure à 2,0 mois B. de 4,0 à 5,9 mois C. de 6,0 à 11,9 mois D. supérieure ou égale à 12 mois E. toutes les propositions précédentes sont fausses Réponse : A B C D (coefficient 2)

14 – QRM : Après ajustement complet, le score de la sous-échelle de similarité d’image évalué à l’âge de 5 ans chez les enfants nés à terme était significativement associé à une durée d’allaitement partiel ou exclusif :

Réponse : B (coefficient 2) 15 – QRU : Quelle information numérique du tableau 1 suggère que le score de la sous-échelle de construction de forme évalué à 5 ans n’est pas indépendamment associé à une durée d’allaitement maternel partiel ou exclusif supérieure ou égale à 12 mois par comparaison à l’absence d’allaitement chez les enfants à terme (une seule réponse possible) : A. la moyenne (91,3) B. le coefficient complètement ajusté (1,0, intervalle de confiance à 95%, -0,6 à 2,6) C. l’effectif d’enfants (888) D. le coefficient brut (5,9, intervalle de confiance à 95%, 4,3 à 7,6) E. toutes les propositions précédentes sont fausses Réponse : B (coefficient 2)

16 – QRM : Les caractéristiques maternelles susceptibles d’expliquer l’association observée entre le développement cognitif à l’âge de 5 ans et la durée d’allaitement maternel après ajustement complet incluaient (une ou plusieurs réponses possibles) : A. le tabagisme maternel pendant la grossesse B. l’âge maternel C. le quotient intellectuel (QI) maternel D. l’activité maternelle de lecture quotidienne avec l’enfant E. toutes les propositions précédentes sont fausses Réponse : C (coefficient 3)

Inclus dans modèle multivarié 16 – QRM : Les caractéristiques maternelles susceptibles d’expliquer l’association observée entre le développement cognitif à l’âge de 5 ans et la durée d’allaitement maternel après ajustement complet incluaient : Critère de jugement Exposition Tabagisme Age Lecture QI Inclus dans modèle multivarié

17 – QRU : Cette étude, comme les études antérieures, montre une association entre la durée d’allaitement maternel et le développement cognitif plus marquée chez les enfants prématurés que chez les enfants nés à terme. Quelle expression qualifie ce phénomène (une seule réponse possible) ? A. un biais B. un facteur de confusion C. une interaction D. un sur-ajustement E. toutes les propositions précédentes sont fausses Réponse : C (coefficient 3)

Interaction Facteur de confusion Biais L’association entre l’exposition et le critère de jugement (maladie) varie qualitativement ou quantitativement en fonction de la valeur du facteur d’interaction Facteur de confusion Variable significativement associée à la fois à l’exposition ET au critère de jugement (maladie) Biais Erreur systématique dans l’estimation d’un paramètre

Réponse : A (coefficient 2) 18 – QRM : Les arguments en faveur de la nature causale de l’association entre l’allaitement maternel et le développement cognitif à l’âge de 5 ans incluaient (une ou plusieurs réponses possibles) : A. la cohérence avec les résultats d’études antérieures B. les modalités de recueil de l’information sur l’allaitement maternel C. l’existence de preuves expérimentales des bénéfices de l’allaitement maternel D. l’absence de facteurs de confusion résiduels potentiels E. toutes les propositions précédentes sont fausses Réponse : A (coefficient 2)

19 – QRM : Les hypothèses physiopathologiques avancées par les auteurs et susceptibles d’expliquer l’association entre l’allaitement maternel et le développement cognitif à l’âge de 5 ans incluaient (une ou plusieurs réponses possibles) : A. une concentration élevée d’acides gras polyinsaturés essentiels à chaîne longue B. l’interaction physique et sociale lors de la tétée C. la moindre incidence des maladies infectieuses infantiles D. la présence de facteurs de croissance E. toutes les propositions précédentes sont fausses Réponse : A B C D (coefficient 1)

20 – QRU : Quel serait le grade de recommandations préconisant un allaitement maternel prolongé pour améliorer le développement cognitif des nouveau-nés à terme (une seule réponse possible) : A. preuve scientifique établie (grade A) B. présomption scientifique (grade B) C. faible niveau de preuve scientifique (grade C) D. accord professionnel (grade D) E. toutes les propositions précédentes sont fausses Réponse : B (coefficient 1)

Niveau de preuve scientifique des études Grade des recommandations * Niveau de preuve scientifique des études Grade des recommandations Niveau 1 Essais randomisés de forte puissance Méta-analyses d’essais randomisés Analyses décisionnelles basées sur des études bien menées A Preuve scientifique établie Niveau 2 Essais randomisés de faible puissance Etudes comparatives non-randomisées Etudes de cohorte B Présomption scientifique Niveau 3 Etudes cas-témoin C Faible niveau de preuve scientifique Niveau 4 Etudes comparatives comportant des biais importants Etudes rétrospectives Séries de cas Etudes épidémiologiques descriptives (transversales, longitudinales) 16/07/96 Un grade est assigné aux recommandations au terme d’une synthèse de la littérature scientifique (soit dans le cadre d’une revue systématique ou méta-analyse soit dans le cadre de l’élaboration de recommandations pour la pratique publiées par une société scientifique ou une agence comme la Haute autorité de santé [HAS]). Dans le cadre d’une revue systématique ou d’une méta-analyse, cette synthèse ne prend en compte que les données scientifiques. Dans le cadre de l’élaboration de recommandations (recommandations de pratique clinique, conférence de consensus), l’avis d’experts est en général pris en compte. Le grade de recommandation s’appuie sur : - La qualité des études prises en compte (le niveau de preuve scientifique) - La force de la preuve résultant elle-même de - L’importance de l’effet - Le nombre d’études disponibles - La constance des résultats (c’est-à-dire des résultats similaires ou allant dans le même sens, retrouvés par différentes études de schémas éventuellement différents). Un certain nombre de grilles de grade de recommandation existent. Elles ont toutes une part de subjectivité : Un seul essai contrôlé randomisé est-il suffisant pour une recommandation de grade A ? Un essai contrôlé randomisé de qualité est-il préférable à 10 études de cohortes dont les résultats vont tous dans le même sens ? Il y a peu de temps, les fabricants de tabac niaient la relation entre le tabac et le cancer du poumon, malgré le nombre d’études prospectives publiées sur le sujet donnant toutes les mêmes conclusions, arguant du fait qu’il n’avait jamais été réalisé d’essai contrôlé randomisé sur le sujet… Par exemple, dans la grille proposée par la HAS (présentée ici), une recommandation de grade A (preuve scientifique établie) est fondée sur une preuve de niveau 1, une recommandation de grade B (présomption scientifique) sur une preuve de niveau 2 et une recommandation de niveau C (faible niveau scientifique) sur une preuve de niveau 3 ou 4. Mais cette grille ne tient pas compte du nombre d’études ni de la constance de leurs résultats. *