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Réponse de l’Ordre à B. Guennebaud, « les effets secondaires des vaccins ne nous concernent pas, leurs évaluations non plus »

Suite au courrier de Bernard Guennebaud (1), nous avons reçu ceci :

Par Mail émanant du CNOM, 05/07/2018

1- L’avis du Comité Médical AIMSIB

Les prises de position du Conseil National de L’Ordre des Médecins de France ne se réduisent plus qu’à des confirmations des diktats de l’administration sanitaire. La profession se souviendra longtemps de cette équipe ordinale aux commandes en 2017-2018, qui s’est illustrée initialement par une condamnation sur ordre à la radiation à vie du Pr Henri Joyeux, coupable d’avoir réclamé que les industriels se conforment à l’obligation vaccinale en vigueur et prouvent l’innocuité des si particuliers sels d’aluminium vaccinaux.

Lors du début de la crise du Levothyrox l’équipe en place n’a pas craint de relayer de manière inouïe une consigne issue de l’ANSM auprès de tous les médecins de France : « Vos patients semblent souffrir considérablement de la nouvelle composition de ce médicament mais persistez à le prescrire sans surtout chercher de produit de substitution ».

Ordre National des Médecins – Message exceptionnel – 31 août 2017

 

On rappelle que peu d’heures plus tard le Ministère de la Santé lui-même réclamait que toutes les prescriptions de remplacement soient réalisées en urgence, laissant le suivisme bureaucratique aveugle de l’Ordre bien seul. Mais c’était une exigence issue de l’Administration, alors…

L’affaire de la nouvelle vaccination obligatoire française a vu s’ériger l’apogée de la soumission ordinale aux souhaits des industriels à peine dissimulés derrière un personnel politique et médical acquis depuis longtemps aux intérêts commerciaux. Pour la première fois depuis la naissance de l’Ordre un traitement préventif devra être considéré comme exempt de toute autorisation de critique ou de réflexion par les médecins eux-mêmes dont c’est précisément la fonction, quand bien même de très forts soupçons d’irrégularités scientifiques se font régulièrement jour autour de la non toxicité des produits imposés.

Se souvenir aussi de l’entêtement administratif de l’Ordre lors du jugement en appel du Pr Joyeux, totalement blanchi de toute faute ordinale par un juge professionnel mais contre qui l’institution ne craindra pas de faire à nouveau appel…

L’aveu du Dr JM. Mourgues (cf. lettre supra, déjà à l’origine du mail précedent d’ailleurs), Président de la section Santé publique du Conseil National de l’Ordre est sans ambages :

  • Sans possibilité de juger de la qualité des travaux scientifiques nous cautionnons les études que l’on nous demande de cautionner,

  • La vaccination obligatoire est un ordre que nous recevons (du HCSP) et que nous relayons de manière automatique, soumission administrative habituelle,

  • De fait chaque médecin se trouve dans l’obligation de vacciner l’ensemble des populations désignées sans droit de retrait ni de réflexion, car ils ne sont que des exécutants des politiques sanitaires en cours,

  • Les effets secondaires des vaccins ne nous concernent pas une seconde, le destin des populations touchées seront du ressort « des juridictions. »

Tant de froideur et de détachement administratif nous rappelle hélas les sombres heures de la naissance de l’Ordre des Médecins et explique les volontés récurrentes de voir celui-ci disparaître. Il semble loin le temps où l’on pouvait lire ceci :

« Le Conseil national de l’Ordre des médecins ne peut donc que constater la priorité accordée aux exigences des industriels du médicament et du matériel médical » (2).

Cette phrase fut publiée en 2013, force est de constater que depuis les industriels ont su s’imposer face au personnel ordinal en place.

Une mention particulière s’agissant du Dr Patrick Bouet, Président du Conseil National depuis 2013, médecin généraliste, nommé à l’Académie de Médecine en 2017 pour les raisons que l’on comprend. Ses positions presque fanatiques vis-à-vis de l’obligation vaccinale (pas de liste de contre-indications ou de précautions publiée, poursuites systématiques des médecins réfractaires, dénonciation des familles insoumises à l’administration, etc.…) illustrent parfaitement toute la dérive d’une structure initialement créée pour gérer la déontologie médicale et qui ne devient plus qu’une courroie de transmission supplémentaire des volontés politiques en place.

Triste état de la médecine française en 2018…

Le Comité Médical

 

2- Les précisions de Bernard Guennebaud au Dr Mourgues

 

Je vous remercie pour votre réponse très rapide, trop peut-être car elle ne prend pas en compte ce que j’avais essayé de vous montrer.

La justification de vaccinations généralisées et rendues obligatoires pour obtenir cette généralisation, s’appuie sur des évaluations qui elles-mêmes reposent sur les conclusions d’études épidémiologiques.

Si l’épidémiologie accorde beaucoup de soins et d’attention à la collecte des données et au respect de l’éthique dans ce domaine tout en cherchant à éviter les biais de sélection, elle se contente de confier aux logiciels le soin de traiter l’échantillon collecté.

Comme je vous l’ai montré de façon indiscutable, cela conduit à faire apparaître des signaux statistiques qui n’existent pas comme à gommer des signaux très fort. On peut affirmer résolument que dans ce domaine, sans préjuger pour les autres champs de son action, l’épidémiologie n’est pas du tout fiable.

Cela est très lourd de conséquences sur la crédibilité des évaluations qui ont pu être faites. Bien sûr, vous n’êtes pas responsables de ces évaluations ni des erreurs monumentales commises par les auteurs et validées par les Comités d’experts mais vous restez quand même responsables de l’usage que vous pourriez choisir d’en faire et ce d’autant plus que maintenant vous ne pouvez ignorer qu’il existe un très gros problème sur la fiabilité de ces évaluations.

Toutes nos institutions comme la vôtre, les diverses académies, le HCSP, la HAS, le ministère et des dizaines de sociétés savantes pourraient être unanimes pour soutenir haut et fort certaines affirmations. Tous les médias pourraient les reprendre à l’unisson, cela ne changera rien au fait qu’elles pourraient être totalement fausses et que le préjudice pourrait être très graves pour les populations, que ce soit par rapport à la lutte contre les maladies directement visées par ces vaccinations que par rapport aux effets indésirables de celles-ci et l’indemnisation des victimes.

Je n’affirme pas ici qu’il en est ainsi. Je dis seulement qu’il existe de façon indiscutable des erreurs systémiques (je veux dire qui affectent la discipline et non seulement tel ou tel auteur), aussi incroyables qu’énormes quand elles ne sont pas ridicules. Cela devrait impliquer que toutes les données devraient être reprises et étudiées avec une méthodologie complètement repensée pour ce qui est du traitement de ces données par des tests statistiques.

D’ailleurs les conséquences ne s’appliquent pas uniquement aux études épidémiologiques sur les vaccinations. En fait il faudrait reprendre tout particulièrement toutes les études où des tests ont été effectués sur des délais, que ce soient avec des vaccins, des médicaments, la radioactivité etc.

En un mot, ce que vous désignez par  »les autorité compétentes » tirent leur compétence de ce que la société leur attribue cette compétence. Mais elle est probablement, pour ne pas dire certainement, très illusoire compte tenu de ce que j’ai commencé à vous montrer et dont ces  »autorités compétentes » n’ont aucune conscience.

Devant un tel constat, le mot d’ordre devrait être prudence, modestie et retenue pour remplacer les affirmations péremptoires qui ne devraient pas avoir leur place dans un tel contexte de fautes méthodologiques aussi caractérisées.

Pour illustrer combien il faut se montrer prudent, voici ce qu’à pu dire le Pr Roger Salamon, 10 ans président du HCSP, au cours d’une émission sur une radio bordelaise le 19 mars 2018 à propos du lien entre vaccination hépatite B et sclérose en plaques :

 

« je suis sûr qu’il y a eu des cas, je suis sûr qu’il y en a eu »

 

C’est sur Youtube (vers 40mn) :

https://www.youtube.com/watch?v=Ga_EPBp7ubk

 

Veuillez recevoir, Madame, l’expression de mes meilleures salutations

Bernard Guennebaud

Sources: 

(1) https://www.aimsib.org/wp-content/uploads/2023/11/image-4042920-20201130-ob-6b8f5e-dr-helene-banoun.jpg.org/2018/08/09/sep-et-vaccination-anti-hbv-bernard-guennebaud-repond-a-lordre-des-medecins-partie-1/
(2) https://www.conseil-national.medecin.fr/article/decret-sur-la-publication-des-liens-d%E2%80%99interet-et-la-transparence-nous-sommes-tres-loin-du-compte-1325

Image : pixabay

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48 Responses

  1. Ponce Pilate était un saint comparé à ce Mourgues, non seulement il s’en lave les mains des conséquences des effets secondaires des vaccins et de leur impact sur la santé de certaines populations, mais en plus avec les mains propres, il « s’en bat les c …les » comme on dit trivialement du côté de Marseille.
    Lamentable réponse de l’Ordre national des médecins… et après ça, ils veulent qu’on ait confiance dans les médecins ??? Je n’ai pas dit de la médecine.

  2. Comment ne pas se révolter ? L’impuissance est si écrasante !
    Merci à vous M. Guennebaud de démontrer avec justesse votre grande implication dans ce combat !
    Merci à l’Aimsib d’éveiller nos consciences !

  3. Concernant l’usage des tests statistiques sur des données médicales (ou autres …) Il existe d’autres problèmes que ceux que j’ai pointés dans l’article précédent Dans la publication de décembre 2007 de M. Tardieu sur la sclérose en plaques chez les enfants (accès libre [1]) le tableau 2 montre 16 tests tous traités en cas-témoins. Seul le premier n’est pas sur des délais. Son facteur d’exposition est «avoir été vacciné hépatite B avant l’apparition de la première atteinte démyélinisante » alors que pour les 15 autres, le facteur d’exposition est « la première atteinte est apparue dans tel délai après la vaccination HB » ce qui n’est pas du tout la même chose. Pour ces 15 tests le système de référence devrait être les délais et non pas les témoins contrairement à ce qui est fait de façon systématique. Aussi ces 15 tests n’ont aucune valeur et devraient tous être repris en modélisant par une loi de Poisson.

    Pour le premier, les critiques formulées dans ma lettre ouverte ne sont pas applicables mais on va voir que dans cette situation particulière le test cas-témoins pratiqué par les auteurs n’est pas valable non plus ! La raison est que les données ne sont pas du tout homogènes. Plus précisément, parmi les 42 cas apparus avant l’âge de 10 ans, seulement 10 avaient été vaccinés hépatite B (23,8%). Parmi les 101 cas apparus plus tard, 70 avaient été vaccinés HB soit 69,3%. Or les auteurs ont traitées de façon globale ces taux d’exposition très différents, c’est là le problème.

    C’est comme si on lançait 42 fois une pièce de 1 euro pour obtenir 10 piles, 101 fois une pièce de 2 euros pour avoir 70 piles et que l’on regroupe les données ! La bonne analyse statistique de ces données est aussi classique que banale : elle consiste à faire d’abord un test de comparaison des moyennes, test qui dira évidemment ici qu’il y a plus que très peu de chances pour que les 2 pièces aient une même probabilité de tomber sur pile. Tester après avoir regroupé les données va consister à chercher la probabilité commune de tomber sur pile alors qu’elle n’existe pas ! (Il n’est pas statistiquement acceptable de supposer qu’elle existe)

    Le test cas-témoins consiste à comparer la probabilité p inconnue pour que les cas aient été exposés à la vaccination avec la probabilité p’ inconnue pour que les témoins aient été exposés à la vaccination, l’absence de signal signifiant que l’on peut accepter l’égalité entre p et p’. Le problème est qu’ici p n’existe pas et bien sûr p’ non plus ! Par le test cas-témoins réalisé dans ces conditions, les auteurs déclarent égales deux probabilités qui n’existent pas !!! (En fait on compare les moyennes qui ici ne correspondent à rien en raison de l’écart beaucoup trop important entre 23,8% et 69,3%).

    De plus, les 101 cas pour lesquels la maladie est apparue à 10 ans et plus regroupent ceux qui ont été vaccinés au collège en sixième avec un taux de 75-80% et les adolescents vaccinés à 45% environ selon l’étude de François Denis d’ailleurs citée par les auteurs. Là aussi on ne peut pas se permettre de cumuler les données. En fait il faudrait d’abord étudier les 4 classes d’âges vaccinées en sixième entre fin 1994 et juin 1998, cette vaccination ayant été arrêtée par le secrétaire d’Etat à la santé le 1er octobre 1998.

    Il faut savoir que pour qu’un cas vacciné soit retenu dans les données de l’étude, il fallait non seulement qu’il ait été vacciné pendant la période de 10 ans entre le 1er janvier 1994 et le 31 décembre 2003 mais aussi que la première atteinte soit apparue avant l’âge de 16 ans. Aussi, pour un adolescent vacciné à l’âge de 15 ans, la première atteinte devait apparaître dans l’année alors que ceux vaccinés à 11 ans avaient 5 années devant eux ! De telles différences sont évidemment inacceptables. On n’a pas le droit de cumuler des données aussi disparates, surtout pour une maladie à incubation longue…

    Cette contrainte de sélection des cas a sans doute pour conséquence de créer une sous-notification des cas dans le groupe des vaccinés à l’adolescence par rapport à ceux qui ont été vaccinés plus jeunes. Il est donc vraisemblable que le groupe des adolescents soit orienté  »vaccin protecteur » en raison de cette sous-notification, c’est à dire avec un odds ratio largement inférieur à 1, voire significatif côté  »vaccin protecteur ». Comme le groupe des 42 enfants de moins de 10 ans est lui-même orienté  »protecteur’ avec seulement 10 cas vaccinés sur 42 contre 97 témoins vaccinés sur 357 (27,2%), on peut comprendre que le cumul de ces 3 groupes puisse neutraliser un signal éventuel sur le groupe des enfants vaccinés en sixième.

    La publication ne communiquant pas les données nécessaires, je ne peux dire ce qu’il en est. Mais une chose est certaine, le choix des échantillons testés par les auteurs n’est pas acceptable.

    Le fait de cumuler ainsi des données qui devraient être dissociées est à l’origine du paradoxe de Simpson dont il existe de nombreux exemples, réels ou fabriqués. Cette raison principale et dominante ne semble pas avoir été pointée par les nombreux et zélés commentateurs de ce paradoxe.
    [1] ) Publication de décembre 2007  de M. Tardieu et al. en accès libre
    http://archpedi.ama-assn.org/cgi/content/full/161/12/1176

  4. LAMENTABLES ceux sont des veaux ou des moutons et encore je pense que les animaux sont plus intelligents ;Comment faire confiance à ce genre de personages

    1. Vos propos sont indignes.
      Dr Jean-Marcel Mourgues est un médecin remarquable, qui fait un travail d’exception auprès de ses patients. Ce n’est pas un veau, mais c’est un médecin unique en son genre, un des rares qui, bien qu’étant débordé accepte encore de nouveaux patients et se déplace auprès de ses patients âgés ou invalides, avec une bienveillance que lui a légué son père, également médecin.
      C’est un médecin remarquable tel que beaucoup de gens aimeraient en avoir un.
      Vos qualificatifs sont honteux… et cela, même si je regrette la réponse qui a été apportée à B.Guennebaud.
      Cette réponse regrettable ne dispense en rien de respecter les personnes…. qui, par ailleurs font parfois aussi un travail remarquable.
      Vos réflexions font honte à notre société et n’apportent strictement rien d’intéressant ni d’utile.

      1. Comme vous je regrette de tels excès de vocabulaire qui n’apportent rien à la compréhension ni à l’importance des problèmes soulevés. D’ailleurs ces propos s’adressaient peut-être aux experts ? Le Docteur Jean-Marcel Mourgues a pris la peine de me répondre, c’est déjà beaucoup et je l’en remercie sincèrement ici.

        L’ensemble des réactions aux 2 articles montre d’ailleurs que nous sommes plutôt enclins à réagir à l’émotionnel et par l’émotionnel qu’à des données techniques. Des judokas comme David Douillet et Teddy Ryner sont sereins et calmes dans la vie. La force et la maîtrise qu’ils ont les mets à l’abri de réactions intempestives de leur part. Il est vrai que leur seule présence pourrait être dissuasive pour beaucoup !

        Les questions que je soulève sont techniques mais pas si difficiles à comprendre si on en fait l’effort pendant quelques temps. Beaucoup plus faciles que l’immunologie et, vu la carence des experts dans ce domaine, il y a vraiment quelque chose d’utile et d’urgent à faire pour le bien de la société. Mais pour avancer il ne suffira pas de me faire confiance, il faut aussi être assez nombreux à comprendre les problèmes afin de ne pas se laisser déstabiliser par des contre-attaques et de pouvoir contraindre l’expertise à reconnaître ses limites actuelles et à évoluer rapidement, en particulier en acceptant de reprendre les données des études citées ici et en les traitant par d’autres méthodes que par le cas-témoins systématique. Je ne peux évidemment obtenir cela tout seul.

        Aussi je remercie l’AIMSIB d’avoir relayé afin d’amplifier le message, mon seul porte-voix étant de portée un peu limitée. Mon objectif est de contribuer à faire évoluer les méthodes de l’expertise, il n’a jamais été de m’attaquer à un tel ou une telle. même si je suis moi-même l’objet d’attaques aussi médiocres sur le plan technique que dans la forme. J’ai répondu ici-même à, certaines de ces attaques, moins pour me défendre que pour protéger l’objectif que je souhaite que nous puissions atteindre et qu’il nous faut atteindre quoiqu’il puisse en coûter. .

      2. Merci à Bernard Guennebaud d’avoir résisté à tant de critiques qui régulièrement ont émaillé ces deux articles. Bien sûr que tout le monde y gagne quand les débats se déroulent de façon sereine mais le sujet reste « passionnant ». Si le Dr Mourgues souhaite un jour justifier ses décisions ordinales ici, naturellement que l’aimsib lui donnera un élémentaire droit de réponse.

      3. Monsieur Guennebaud…
        J’aurais en effet dû aussi et positivement vous remercier, vous, qui – à l’inverse- êtes resté digne dans les réponses que vous avez fait, malgré l’arrogance de vos juges auto-proclamés et finalement certains très peu compétents ( je sais très bien lire aussi les statistiques ).

        Dr Vincent Reliquet
        « Bien sûr que tout le monde y gagne quand les débats se déroulent de façon sereine mais le sujet reste « passionnant ». »
        Non, pas du tout : c’est plutôt que tout le monde y perd (et de beaucoup) quand les gens respectent aussi peu les autres. C’est grave, Docteur !
        « Si le Dr Mourgues souhaite un jour justifier ses décisions ordinales ici, naturellement que l’aimsib lui donnera un élémentaire droit de réponse. »
        Je connais nombre de patients (qui ont bien de la chance de l’avoir, lui, comme médecin) de Dr Mourgues, mais je ne le connais pas lui, personnellement, malheureusement. Je ne peux évidemment rien répondre, même pas en conjecture, sur ses intentions d’une réponse, ici. Mais de mon point de vue, Dr Mourgues a répondu (et très clairement!) à B.Guennebaud. Si, donc, on peut regretter le contenu de cette réponse, mais je doute fort qu’il ait obligation ou souhait de s’expliquer et certainement encore moins de se « justifier » comme vous dItes, ici ?

      4. En quoi un médecin est-il remarquable en appliquant des règlements lobbyistes à la lettre, en faisant confiance à un système qui applique une dictature mondiale ? Est-ce seulement de la naïveté ? Où est la déontologie médicale ? Les médecins ont-ils seulement appris ce qu’est la santé ? Cherchent-ils seulement à la comprendre ? Oui pour certains qui ont observé et compris. Mais qui parmi ceux-là osent bouger, tellement peu. Ils sont pris dans un carcan. Je ne les envie pas. Alors cachez-vous sous des pseudos mais bougez, ne laissez plus faire ! Ce qui ce passe est dramatique. Les conséquences sont une dégénérescence de l’humanité. On détruit l’homme à petit feu pour qu’il ne s’en rende pas compte. Quand les médecins demanderont-ils aux patients ? Que buvez-vous ? Que mangez-vous ? Commencez par changer vos habitudes, vous en serez mieux. « La maladie est en nous est vient de nous » disait un Excellent Médecin et savant, Antoine Béchamp (lien ci-dessous). Arrêtons d’inoculer des poisons. Rétablissons notre terrain ou améliorons le au minimum. https://www.bonnes-habitudes.fr/comprendre/polymorphisme-microbien/

      5. Merci Madame Brigitte Fau,
        je remets les choses dans le contexte. : je disais seulement que Dr Mourgues n’est pas un veau, ni moins intelligent qu’un animal. Parce que ce traitement là est absolument insupportable.
        Je n’ai pas la vérité, mais pas plus que vous ou que quiconque.
        Je me cache sous un pseudo parce que je privilégie l’échange (j’essaie qu’il soit respectueux et c’est difficile) plutôt que l’insulte et je ne manquerai pas d’être insulté, sinon. Vous ignorez tout de ce que je fais et de ce qui me fait « bouger ».
        Ce n’est pas en parlant de dictature mondiale ou de dégénérescence de l’humanité ou de poison que vous allez convaincre grand-monde.
        Vos théories sont séduisantes. Mais il y a un petit problème, c’est que l’extrémisme est de tous les côtés, vous savez. Les versions officielles et les personnages officiels n’ont pas ce monopole et c’est bien malheureux.

      6. Nous sommes accord, les échanges cordiaux sont la base de la communication. Je comprends même que mes propos puissent vous paraître extrémistes. Mais comme je le suppose, vous avez un bagage scientifique suffisant pour lire les travaux d’A. Béchamp. Alors les avez-vous lu ? Si ce n’est pas le cas, vous ne pouvez comprendre à quel point la science passe à côté de l’essentiel. C’est sur ses traces que la science aurait dû poursuivre et non celles de Pasteur qui a su s’imposer grâce à son opportunisme et entraîner la science et la médecine sur une mauvaise voie. Je ne me suis intéressée aux travaux de Béchamp que suite à la lettre ouverte du Pr A. Fougerousse adressée au président. J’étais sans doute préparée à cette lecture en ayant réussi à retrouver la santé en comprenant la notion de terrain. Mais franchement peut-on seulement douter après cette lecture de la qualité d’observation, de rigueur, de la démarche scientifique de Béchamp. Il n’est pas le seul à avoir trouvé ces éléments vitaux qui nous construisent et qui nous survivent. Seule, l’Omerta en matière de science dès que l’on touche au « pasteurisme », aidée par le fait que la microscopie électronique ne permet pas de tout voir (semble-t’il) a pu empêcher que la science retrouve le bon chemin. C’est très grave !
        J’aimerais rencontrer des scientifiques ouverts qui accepteraient de comparer des observations « vivantes » de la salive ou du sang au microscope à fond noir (à défaut de somatotrope) et au microscope électronique.

      7. Bonjour,

        Et bien, c’est que justement… Les travaux de M.Gaston Naessens sont, disons, pour le moins sujets à caution !
        Je peux en effet lire un peu de la littérature scientifique.
        Et j’ai aussi des connaissances générales dans beaucoup de domaines scientifiques.

        Moi aussi, j’aimerais bien faire des comparaisons entre microscopes.
        Les grossissements optiques décrits par Naessens n’existent pas à la connaissance commune et générale . Depuis tant d’années, c’est étonnant que d’autres domaines ne s’en soient pas saisis .
        Si ces grossissements existent et sont cachés par des autorités qui veulent les réduire au silence …. c’est qu’il existe aussi un « ordre mondial » qui orchestre strictement toutes choses au point de nous interdire l’accès à ces très forts grossissements, pour que nous, le peuple, n’ayons pas la possibilité d’y accéder . C’est un peu gros, vous ne croyez pas ?

        Les grossissements optiques de ce Monsieur, s’ils existent auraient intéressés beaucoup d’autres domaines d’application.
        Or, rien et personne n’en a fait usage ou mention, dans d’autres domaines que ses seuls travaux à lui . J’aurais été réellement intéressée moi-même. à utiliser de tels grossissements, mais Naessens vient de mourrir . Le problème, c’est que personne que lui y a eu accès. Alors, ça me laisse perplexe et c’est le moins qu’on puisse dire.
        Les mouvements qu’il décrit sont générés par la température et le fait que ces mouvements soeint attribués à un sang vivant, est très particulier, vraiment ! Je ne suis pas du tout convaincue.
        Les interviews de Monsieur Naessens ne sont pas du tout convaincantes non plus. C’est des descriptions sans aucune démonstration. Même dans les années 50 ou 70, en france ou au Canada, les sciences étaient plus rigoureuses que les dires de ce monsieur .
        La pierre philosophale et ces mentions ésotériques incessantes ne sont pas aptes à me convaincre non plus.

  5. À propos de la réaction de l’Ordre je m’étonne de votre étonnement !!
    L’Ordre étant ce qu’il est, son fonctionnement et ses missions ce que nous en savons il fait où on lui dit de faire.
    Son seul acte de  » résistance » fut de s’opposer à la loi Veil sur la légalisation de l’avortement!!
    J’ai donné pour ne pas avoir payé ma cotisation plusieurs années alors huissiers et blocage des comptes bancaires merci!
    Papou et le crime de bureau vous connaissez ??

  6. LA DICTATURE DU CAS-TEMOINS a encore frappé !!!

    Une nouvelle publication sur le lien entre vaccination hépatite B et atteintes démyélinisantes a été publiée récemment (14 mars 2018). Trois de ses auteurs sont de l’Inserm de Bordeaux, dont l’auteure référent auquel on peut écrire. Extraits du résumé (traduction Google) :

    https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/29454521

    «  le débat est toujours actif sur un lien possible entre ce vaccin et la démyélinisation centrale. Cette étude fournit une estimation globale de ce risque basée sur une revue complète et une méta-analyse de toutes les études épidémiologiques disponibles. »

    « Seules les études d’observation comprenant un groupe témoin ont été retenues. »

    « 13 études avec un groupe témoin ont été analysées. Aucune des estimations de risque regroupées pour la sclérose en plaques ou la démyélinisation centrale après immunisation contre l’hépatite B n’a atteint une signification statistique. »
    « Conclusions
    Aucune preuve d’association entre la vaccination contre l’hépatite B et la démyélinisation centrale n’a été trouvée. »

    Pour le moment, je ne dispose pas de l’étude complète mais il y a fort à parier que les publications de M.Tardieu et de Langer-Gould font parties des 13 publications retenues.
    La totalité des 72 tests pour la seconde ainsi que la quasi totalité des tests pour celles de M. Tardieu portent sur des délais et ont été réalisées en cas-témoins, critère jugé indispensable pour être retenu dans cette impitoyable sélection alors que j’ai complètement démontré que le cas-témoins était plus qu’inadapté pour tester sur des délais et qu’il pouvait aussi être trompeur.

    Sur le seul résumé de cette publication on mesure déjà à quel point l’imprégnation des esprits par le cas-témoins est forte, pour ne pas dire totale. Il n’est pas exagéré de parler de la DICTATURE DU CAS-TÉMOINS. Je l’avais mesurée au congrès Adelf-Sfsp d’Amiens en octobre 2017 quand, après ma présentation, le modérateur s’était dévoué pour intervenir en disant que les études que j’avais citées étaient anciennes et qu’on avait à l’époque que le cas-témoins … Les études en question dataient de décembre 2007, octobre 2008 et octobre 2014 !!! Elles étaient effectivement très anciennes ! Pour tester sur des délais il faut modéliser par des lois de Poisson. Poisson était un mathématicien français de la première moitié du 19è siècle, pour ne pas dire du premier tiers… Qu’est-ce qui est ancien dans cette histoire ?

    1. Depuis mon commentaire ci-dessus j’ai pu me procurer cette méta-analyse où j’apprends que dans la publication américaine Langer-Gould incorporée dans la méta-analyse il y avait 43 cas retenus d’atteintes démyélinisantes centrales apparus après vaccination hépatite B alors que Langer Gould (2014) indiquait 31 cas dans les 3 premières années qui suivaient cette vaccination. Les auteurs de cette méta-analyse avait besoin de connaitre le nombre total de cas pour incorporer les données avec celles des autres publications retenues.

      Cette information complémentaire obtenue sans doute auprès des auteurs (Langer Gould) est très intéressante tout en étant insuffisante. Les données maintenant publiées sont donc 6 cas la première année ; 25 les 2 années suivantes cumulées ; 12 au delà. J’ai contacté l’auteure référent de la méta-analyse et qui n’a pu m’apporter d’autres précisions.

      Pourtant, cette question de la répartition par année est plus qu’importante, CAPITALE même car on peut très bien obtenir des répartitions compatibles avec les données publiées et qui donnent un signal statistique.

      On pourrait avoir les exemples suivants tous compatibles avec les données publiées et tous significatifs :

      1- Par années successives pour les années 1 à 6 : 6, 6, 19, 6, 4, 2 On a un pic significatif sur l’année 3.

      2- Ou encore : 6 l’année 1, 25 sur les années 2 et 3 cumulées, 12 sur l’année 4 Écart significatif entre l’année 1 d’une part et les 3 années 2,3 et 4 cumulées d’autre part.

      3- Ou encore, 6, 25 sur années 2+3, 6, 4, 2 qui donne un résultat significatif sur les années 2+3 par rapport aux années 1, 4, 5 et 6.

      On voit ainsi que pour prouver qu’il n’y a pas de signal sur cette distribution des données il FAUT donner plus de détails sur la répartition dont on sait seulement que c’est 6 l’année 1, 25 pour 2+3 cumulées et 12 au delà.

      La question est donc posée : les données Langer Gould relatives à la vaccination hépatite B pourraient-elles donner un résultat significatif ? Si les données publiées ne permettent pas de répondre affirmativement à cette question, elles ne permettent pas non plus de l’infirmer. Je ne suis d’ailleurs pas certain qu’il existerait une distribution compatible qui ne donnerait pas de signal. J’en recherche l’existence. Si j’en trouve une je viendrais le dire ici.

      1. Pourquoi les donnees sont cumulees sur les annees 2 et 3 ? Pourquoi on a pas annee 2 et annee 3 ?

      2. Oui c’est une bonne remarque ! C’est ainsi dans la publication et je ne peux pas inventer le détail. Il faut faire avec ce qu’on veut bien nous donner.
        Mais vous avez raison de faire cette observation car les délais choisis pour la publication sont 14 jours, 30 j, 42 j, 90 j, 180 j, 1 an et 3 ans. Ils auraient pu supprimer 42 j par exemple et mettre 2 ans à la place.
        Je me suis formulé cela il y a longtemps puisque j’ai disposé des données fin 2014. J’avais pensé qu’il y avait peut-être quelque chose de trop visible si on mettait les données de l’année 2 comme par exemple 19 l’année 3 ?

      3. UN NOUVEAU SIGNAL STATISTIQUE relatif à la vaccination HB et atteintes démyélinisantes !!!

        Comme annoncé je reviens sur cette publication américaine Langer Gould (octobre 2014) qui a voulu étudier le lien entre vaccination hépatite B et atteintes démyélinisantes. Elle a retenu 6 cas apparus dans l’année qui suit cette vaccination et 25 pour les 2 années suivantes sans préciser davantage. La méta-analyse de mars 2018 réalisée à Bordeaux en incluant 13 études sur le sujet donne une information complémentaire très utile ici  : 43 cas en tout, soit donc 12 au delà des 3 premières années.
        Avec ces données et en testant en cas-témoins les auteurs ne trouvent pas de signal, ce qui est normal mais ne signifie pas qu’il n’y en ait pas un sur les cas, le cas-témoins n’étant pas adapté pour ce genre d’étude sur des délais comme je l’ai expliqué dans la lettre à l’Ordre.

        Faute de renseignements plus précis on peut réaliser des calculs qui montrent que quelle que soit la répartition des 12 cas parmi les années 4,5, … on obtient un signal statistique. Je vais expliquer ici la méthode (un peu technique mais pas trop long). De toutes façons, au point où nous en sommes, c’est la seule solution qui nous reste pour avancer, alors il faut y aller ! Je reste à disposition bien sûr pour expliquer si besoin. Vous avez le droit d’être en difficultés, faut pas avoir honte !

        Le principe du test par une modélisation par une loi de Poisson est le suivant :
        Xi désignera la variable aléatoire donnant le nombre de cas apparus l’année i qui suit la vaccination hépatite B.

        Premier cas :
        Les 12 cas sont apparus au cours de l’année 4. On regroupe alors les années 2, 3 et 4. La variable aléatoire X2+X3+X4=Y suivra une loi de Poisson (selon la modélisation adoptée). Pour ces lois, la moyenne et la variance théorique sont égales. On approxime la loi de probabilité de Y par la loi normale de même moyenne et variance que Y.
        On forme Z=Y/3-X1 (pour ramener à une année). Sous l’hypothèse que chaque Xi a une même moyenne théorique (pour traduire que le nombre de cas apparaissant chaque année est indépendant de l’année), la moyenne théorique de Z sera nulle. On estime la variance de X1 par la valeur observée 6 pour la moyenne théorique qui est égale à la variance et celle de Y par (25+12)/3²=37/9. La variance de Z sera alors estimée par 37/9+6. La valeur observée de Z étant 37/3-6 il devient alors possible de calculer la probabilité d’obtenir un écart de Z par rapport à 0 qui soit au moins aussi important que celui observé. Elle vaut 2,3% < 2,5%. Elle est donc significative au niveau habituel du test.

        Second cas :
        Les 12 cas se répartissent sur les années 4 et 5. On va alors regrouper X1+X4+X5=Y qui prend la valeur 6+12=18 contre X2+X3=U qui prend la valeur 25.
        On forme alors Z=U/2-Y/3 (pour ramener à une année) dont la moyenne théorique sera 0 sous l'hypothèse à tester.
        La variance de Z sera estimée par 25/2²+18/3² alors que Z prend la valeur 25/2-18/3.
        La probabilité associée au test vaut 1,18% significative.

        Troisième cas :
        Les 12 cas se répartissent sur les années 4, 5 et 6. On procède de même avec X2+X3=U d'une part et X1+X4+X5+X6=Y d'autre part. Ici on peut tester sur 2 années cumulées en formant U-Y/2. La probabilité associée au test vaut 0,16% très significative.

        Autres cas :
        Si ces 12 cas pouvaient être répartis sur un plus grand nombre d'années (ce qui n'est sans doute pas le cas en raison des contraintes de collecte des données), le signal deviendrait de plus en plus fort.

        CONCLUSION
        Quelle que soit la répartition de ces 12 cas au delà des 3 premières années, il existe un signal statistique en faveur d'un pic de cas sur les années 2+3+4 si les 12 cas sont sur l'année 4 ou 2+3 dans toutes les autres situations.

      4. Mais vous dites que vous avez demande les donnees aux auteurs ou je n’ai pas compris

      5. Dans cette histoire Il y a 2 publications, celle de Langer-Gould (2014) et la méta-analyse réalisée à Bordeaux et publiée il y a 6 mois. Je n’ai pas écrit à Langer Gould mais aux auteurs de la méta-analyse qui incorpore celle de Langer Gould. J’ai eu une réponse mais ils ne disposent pas de ce que je demandais. Voilà sans doute l’explication qui vous manquait ? Mais j’arrive à m’en passer !

  7. Je reviens sur certains points importants abordés dans ma lettre ouverte à l’Ordre car je n’y ai pas tout expliqué en détails pour ne pas l’allonger.
    La publication Langer-Gould fait état d’un résultat significatif que vous pouvez lire sur le tableau de résultats présenté sur le site de l’AIMSIB dans le premier article. Pour les 14 cas apparus dans les 14 premiers jours les auteurs trouvent un odds ratio de 2,32 avec un intervalle de confiance à 95% [1,18 4,57]. Il est significatif puisque la borne inférieure est >1. Avec ces données je peux calculer la probabilité d’obtenir un écart au moins aussi important que celui obtenu entre la valeur théorique 1 de l’odds ratio et sa valeur observée 2,32. Elle vaut 0,7% alors que le seuil est à 2,5%.

    J’ai dit et montré que le test cas-témoins sur des délais pouvait neutraliser des signaux. Ce n’est pas le cas ici. Il est intéressant de comprendre pourquoi. C’est parce que le délai choisi pour tester est très court : 14 jours alors que les délais sur lesquels portaient mes explications étaient longs : 1 an et 3 ans. Plus précisément :
    A chaque cas on associe rétrospectivement des témoins (5 ici) qui sont du même âge, du même sexe et d’une grande proximité géographique. Pour tester sur des délais on recherche pour chaque cas la durée écoulée entre la date de sa vaccination (ici la dernière reçue avant le début de sa maladie) et la date du début de la maladie dite date index.
    Pour chaque témoin associé au cas on prend la durée entre la date index du cas et la dernière vaccination reçue par ce témoin avant cette date index. Si le cas et ses témoins ont été vaccinés le même jour, les délais seront les mêmes. Choisissant de tester par rapport à la première année , si un cas est dans l’année, tous ses témoins y seront aussi. Si le cas est en dehors de la première année, tous ses témoins seront en dehors.

    Si les écarts entre les dates de vaccination du cas et de ses témoins sont faibles par rapport à la durée test, il en ira de même. Par contre ce ne sera plus le cas si la durée test est courte. C’est le cas avec cette durée de 14 jours : un cas étant apparu dans les 14 premiers jours qui suivent une vaccination, il pourra avoir des témoins dans ces 14 jours et d’autres en dehors même si les écarts entre les dates des vaccinations sont faibles. C’est d’abord pour cette raison que le signal na pas été neutralisé.
    Mais on voit combien il est risqué de tester sur des délais en cas-témoins. Ce signal, mis en évidence en cas-témoins sur un délai très court de 14 jours, se découvre tout aussi bien sinon mieux en testant directement sur les cas : il y a 14 cas apparus sur les 14 premiers jours contre 287 pour les 1081 jours restants jusqu’à 3 ans. Un test réalisé en modélisant par une loi de Poisson donne une probabilité 0,3% d’avoir un écart au moins aussi grand que celui observé entre la première période de 14 jours et la moyenne des 77 périodes suivantes de 14 jours. Sur les probabilités associées aux tests les résultats sont assez proches, 0,7% contre 0,3% et on évite d’aller chercher des témoins qui sont inutiles ici. Je répète la raison : les délais sont par eux-mêmes un système de référence : il faut 2 fois plus de cas sur 2 mois que sur 1 mois.

    Que disent les auteurs et  »commentateurs autorisés » à partir des résultats obtenus en cas-témoins ? Reprenant les conclusions des auteurs, voici ce qu’en disait le président du CTV [1]:

    « L’augmentation du risque de révélation d’une ADSN (atteinte démyélinisante du système nerveux) à proximité immédiate d’une vaccination (tous vaccins confondus) est une constatation intéressante : le fait que cette augmentation du risque disparaisse à distance va dans le sens d’une non responsabilité du vaccin dans la genèse de la maladie. Par contre, la stimulation immunitaire provoquée par le vaccin peut précipiter le passage d’une phase asymptomatique à une phase symptomatique de la maladie.
    Cette hypothèse est en accord avec le fait démontré que l’apparition des premières manifestations de SEP fait suite à un processus immunitaire et un processus de démyélinisation débuté depuis plusieurs années auparavant. »

    Si le rôle de la vaccination dans l’accélération du processus démyélinisant est reconnu, le vaccin est affirmé comme ne pouvant en être à l’origine en raison d’un délai trop court. Pourtant on ne peut exclure que l’évènement déclenchant ait été une autre vaccination pratiquée plusieurs années auparavant. Ce qui est rapporté dans cette publication ne permet pas d’en exclure la possibilité mais elle a été écartée par les auteurs et commentateurs pour 2 motifs non valides :

    1-Le président du CTV affirme :  » Tous les vaccins reçus par les cas ont été pris en considération » ne signifie pas pour autant que toutes les vaccinations auraient été considérées. Ce fut seulement la dernière pratiquée avant apparition de la première atteinte quel que soit le vaccin.

    2- La disparition du signal sur des délais longs comme 1 an et 3 ans est interprétée comme une absence de signal sur les cas alors qu’il s’agit seulement d’une absence de signal entre les cas et les témoins. On a constaté au contraire qu’il existait un signal énorme sur les cas et sur les témoins et j’ai expliqué dans ma lettre ouverte à quoi il pouvait correspondre.

    Le président du CTV poursuit :
    « Cette étude est très rassurante dans la mesure où elle démontre à 3 ans l’absence de lien entre toute vaccination et la révélation d’un ADSN» ADSN : atteinte démyélinisante du système nerveux. »

    Cette étude (si on peut appeler cela une étude …) ne peut en aucune façon démontrer cela. Si elle démontre quelque chose c’est d’abord l’incroyable et dangereuse carence des experts dans la compréhension du fonctionnement des tests statistiques. La démonstration de ce fait est irréfutable !!!

    [1] https://www.mesvaccins.net/web/news/6111-vaccinations-et-affections-demyelinisantes-du-systeme-nerveux-une-nouvelle-etude

  8. Pouriez-vous m’indiquez un site, une page internet ou un ouvrage où je pourrais me familiariser d’avantage avec vos explications de traitement statistiques des données qui malgré ma persévérence à tenter de les comprendre demeurent encore trop obscures… Notament les termes témoin, cas, cas témoin. Je me replonge dedans et reprend depuis le début.
    Merci de vos analyses

    1. Je vais plutôt essayer de vous expliquer ces termes pour commencer.

      Dans une étude dites cas-témoins, les cas désignent les malades (pour la maladie choisie) alors que témoins n’ont pas la maladie en question. ATTENTION ! Ce sont des études rétrospectives : on a les malades sous la main au départ.

      NE PAS CONFONDRE avec les études dites « exposés/non exposés » qui sont prospectives. On apprend ça à l’école primaire avec les souris de laboratoire : on forme 2 groupes aussi semblables que possible, l’un est vacciné pas l’autre et on observe la suite. Le groupe non vacciné est le groupe témoin mais le sens est TOTALEMENT différent du sens du mot témoin dans les études cas-témoins. C’est le premier point à bien comprendre.

      Pour ces études, les témoins sont associés spécifiquement pour chaque cas. On les sélectionnent généralement selon 3 critères : même sexe, même âge, même proximité géographique (même code postal) que le cas. Pour chaque cas on les tire alors au hasard dans le groupe sélectionné. On peut en prendre 5 ou plus.

      Dans l’étude « exposés/non exposés » on recherchera s’il y a significativement davantage de malades dans un groupe que dans l’autre.
      Dans l’étude « cas-témoins », le facteur d’exposition étant « avoir été vacciné avant de faire la maladie » on recherchera s’il y a significativement davantage de vaccinés parmi les cas que les témoins (la vaccination pourrait favoriser la maladie) ou si au contraire il y a significativement moins de vaccinés chez les malades auquel cas on pourrait penser que la vaccination protège de la maladie.

      Il y a eu une extension de l’utilisation du cas-témoins quand le facteur d’exposition devient un délai : « la maladie apparaît dans l’année qui suit une vaccination ». Mais là ça ne fonctionne pas correctement en raison de la construction même des témoins par rapport aux cas.

      Si vous arrivez à comprendre cela ce sera déjà un pas important que même un membre du Conseil Scientifique de l’Afssaps (Agence du médicament) n’avait pas compris, confondant les témoins d’une étude cas-témoins avec ceux d’une étude « exposés/non exposés » !!! Oui, j’en ai eu la preuve même si c’est incroyable. J’avais présenté ce que j’explique ici sur les tests cas-témoins sur des délais. J’ai reçu 3 mails. En voici un :  » « Votre exemple « théorique » démontre votre incompréhension du sujet. On ne prendrait pas des témoins exposés pour étudier les risques lies à l’exposition. »

      Là il y a de quoi être très surpris. Elle confond visiblement une étude cas-témoins avec une étude exposés/non exposés alors que cette personne fut membre du Conseil scientifique de l’Agence du médicament !!! Voilà qui ne rassure pas.

      Je lui en fait la remarque et je lui envoie la publication intégrale  »Tardieu 2007 » en l’invitant à regarder le tableau 2 où elle pourra constater que s’il y a 80 vaccinés hépatite B parmi les 143 cas retenus, il y a aussi 609 témoins vaccinés hépatite B parmi les 1122 et que le premier test porte sur l’exposition à cette vaccination. Pour ce test il y a donc 609 témoins exposés.

      Pour les autres tests du même tableau, le facteur d’exposition devient un délai comme  »la maladie apparaît dans les 4 années qui suivent la vaccination hépatite B » et que pour ce délai il y a 476 témoins exposés.

      D’une manière générale, le test cas-témoins consiste à rechercher s’il existe significativement plus d’exposés chez les cas que chez les témoins. Pour fonctionner il est indispensable qu’il y ait des cas et des témoins exposés ainsi que des cas et des témoins non exposés. Mais là je vais de surprises en surprises et n’imaginais pas que ça pouvait être à ce point !

      Je vais alors recevoir la réponse suivante :

      « ma formation de base est en mathématiques, et il y a pas mal d’épidémiologistes qui sont de bons mathématiciens et/ou de bons statisticiens. Donc je répète que vous êtes dans l’erreur et voyez des erreurs là où il n’y en a pas.

      Je considère cette discussion comme close. Il y a plus utile à faire »

      Vous voyez, y’a du boulot !!!

      N’hésitez pas à poser vos questions, cela pourra être utile pour tout le monde. Il ne faut pas avoir honte de ne pas avoir compris, vous n’êtes pas le seul et serez en haute compagnie !

  9. Risque de première espèce ou exploration de données ?
    Je complète ici cette partie de ma lettre où je n’avais pas développé tous les aspects pour ne pas l’allonger.
    Le risque de première espèce fut avancé sur la place publique par la Commission nationale de pharmacovigilance qui développa cet argument dans son compte-rendu du 30 septembre 2008 à propos de la publication de Marc Tardieu et al du 8 octobre 2008 [1] afin d’expliquer et de neutraliser l’impact médiatique du résultat significatif obtenu par les auteurs [2 ; 3 et 4] :
     
    « Compte tenu de l’ensemble des analyses de sous-groupes réalisées, et donc de la multiplicité des tests qui ont été effectués (environ 160), il existe une augmentation très importante du risque de première espèce, et la probabilité de détecter une association significative par le simple fait du hasard est donc très élevée. »
     
    Cette allusion au risque de première espèce avait aussi été reprise par Dominique Costagliola. Considérée comme figurant parmi nos meilleurs experts sur le plan théorique, elle déclarera (télévision) :
     
    « à force de triturer les données on finit toujours par trouver quelque chose ! »
     
    Affirmation confirmée par le résumé du compte-rendu de la Commission nationale de pharmacovigilance :
     
    «  les résultats de l’analyse du sous-groupe d’enfants ayant respecté le calendrier vaccinal présentent les caractéristiques d’un résultat fortuit. »
     
    Le risque de première espèce :
     On veut tester si un dé est équilibré par rapport à l’as. S’il l’est effectivement et qu’après avoir réalisé une série de 120 jets on décide de tester cette hypothèse au seuil de 5%, on aura 5% de chances d’obtenir un résultat significatif d’un déséquilibre. Le risque de première espèce est, par définition, le risque de refuser une hypothèse vraie. Ce risque sera ici de 5% (à peu près en raison des discontinuités).
     
    Si on répète 20 fois cette expérience de façon indépendante, ce qui demande de lancer le dé 2400 fois, on obtiendra en moyenne une expérience donnant un résultat significatif d’un déséquilibre alors que le dé est parfaitement équilibré par rapport à l’as. Mais encore faudra-t-il avoir la possibilité de lancer le dé 2400 fois et de façon aléatoire à chaque fois.
    C’est bien le problème posé par les déclarations des  »commentateurs autorisés » sur le signal avancé par M. Tardieu et son équipe.
    Il y a confusion entre  une multiplicité de tests crée par :
    1- la répétition d’une expérience en testant à chaque fois la même chose sur de nouvelles données
    2- en testant des choses différentes sur les mêmes données.

    C’est bien évidemment ce que les auteurs ont fait : faire varier l’objet du test parmi les mêmes données. Cela ne peut avoir pour effet d’accroître la probabilité d’avoir obtenu un résultat significatif sur un test !!! Cette probabilité s’accroît en allant chercher des données nouvelles (dans la mesure où les nouveaux tests ne sont pas trop souvent significatifs), pas en faisant d’autres tests sur les mêmes données ! Ce serait trop facile !

    Ayant obtenu un résultat significatif qui me déplaît, je pourrai le neutraliser en faisant d’autres tests sur les mêmes données ou ne pas le neutraliser en ne les faisant pas si je souhaitais brandir le résultat significatif ? Si la statistique fonctionnait ainsi il faudrait immédiatement la mettre à la poubelle !!! Non, la recherche de nouvelles données qui enrichissent l’échantillon et permettent une plus grande fiabilité ne se fait pas sans efforts. Elle a un coût et n’est pas toujours possible, tout particulièrement avec des données médicales pour lesquelles un risque de première espèce aura du mal à dépasser 5% en raison de l’impossibilité de renouveler les données. Même si ce pourrait être la réalité, on ne pourra l’évoquer avec une bonne vraisemblance.

    On peut ajouter, mais auteurs et commentateurs n’en avaient pas conscience, que cette multiplicité de tests a été obtenue en testant en cas-témoins sur de multiples délais longs, ce qui fait que ces tests ne peuvent être que non significatifs. Autrement dit ce sont des tests  »bidons » et c’est donc grâce à ces tests  »bidons » alimentant une énorme confusion entre risque de première espèce et explortation de données que les commentateurs croient pouvoir neutraliser le résultat significatif obtenu !

    De plus, comme je l’ai montré, ce signal n’existait pas en réalité !!!

    Les Shadocks ne sont pas morts !!!

    [1] Résumé de la publication Tardieu et al du 8 octobre 2008 sur les 349 cas d’atteinte démyélinisantes chez les enfants.
    http://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/18843097

    [2] Compte-rendu Commission de pharmacovigilance (30 septembre 2008) :
    http://ansm.sante.fr/var/ansm_site/storage/original/application/44c88f6d7ce134fc2c4f0a337ce33109.pdf
    [3] Communiqué de presse de l’Afssaps (1er octobre 2008) http://www.ansm.sante.fr/content/download/15469/180558/version/2/file/vaccin-hepatiteb-com-pv.pdf
     
    [4] Communiqué de l’Académie de Médecine 14 octobre 2008 :
    http://www.academie-medecine.fr/publication100035919/ 

  10. Pour couronner le tout, un biais de sélection caractérisé !

    Dans ma lettre à l’Ordre j’ai aussi montré que le fameux signal qui avait fait beaucoup de bruit en octobre 2008 et qui avait été affirmé à tort comme étant le fruit du hasard, que ce fameux signal donc, N’EXISTAIT PAS !!!

    Il y a une autre observation à faire à ce sujet. Comme je l’ai mentionné dans le tableau relatif aux données sur cette question dans le premier article, il y a 30 cas dits  »observants » au calendrier vaccinal et qui avaient été vaccinés par Engerix B. Ils se répartissent en 11 cas apparus au cours des 3 premières années qui suivent cette vaccination contre 19 ensuite. C’est cette écart en réalité non significatif qui fait que le signal crée artificiellement par les cas et témoins non vaccinés Engerix apparaît au delà des 3 premières années et non pas au cours des 3 premières.

    Mais en réalité, pour couronner le tout, il existe aussi un biais de sélection vers lequel j’ai été conduit en me faisant la remarque suivante : si le fait d’être  »observant au calendrier vaccinal » favorisait l’apparition d’atteintes démyélinisantes et de scléroses en plaques après vaccination hépatite B, cela devrait réduire la durée entre cette vaccination et l’apparition de la maladie. Le signal devrait donc se manifester logiquement sur les premières années plutôt qu’au delà. Il y a là une anomalie qui aurait dû alerter.

    En tout il y a 25 cas vaccinés Engerix B sur les 3 premières années et également 25 au delà. On constate que le critère  »observants » élimine beaucoup plus de cas (14) parmi les 3 premières années que les suivantes (6) alors que les nombres de vaccinés Engerix B sont initialement les mêmes (25). Il y a au moins une raison bien spécifique à cela. Il faut d’abord rappeler que « observant » signifie que l’enfant avait reçu 4 DTP, 1 BCG et 1 ROR avant l’âge de 2 ans.

    Aussi ceux qui ont été vaccinés dans les 3 années qui précèdent la barrière à 16 ans ne pourront pas figurer parmi ceux dont la première atteinte est apparue au delà des 3 premières années car seuls les cas dont la première atteinte apparaissait avant la limite de 16 ans étaient retenus dans l’étude. Ceux vaccinés par exemple en 1996 à l’âge de 14 ans  étaient nés en 1982. Il y avait donc très peu de chance pour qu’ils reçoivent le vaccin ROR avant l’âge de 2 ans. Aussi, ce critère les élimine automatiquement. Par contre, ceux qui figurent parmi les 25 cas vaccinés Engerix B et apparus au delà de la troisième année avaient obligatoirement été vaccinés plus jeunes (en particulier en classe de sixième au collège entre 1994 et 1998) et pouvaient donc être nés plus tard, ce qui offrait plus d’opportunités pour qu’ils aient aussi reçu le ROR avant l’âge de 2 ans.

     Il s’agit donc là d’un biais de sélection caractérisé qui ne permet pas d’étudier la question posée par les moyens utilisés.

    Avec l’ensemble des explications données ici je vous laisse conclure sur la fiabilité de ce qu’on appelle des études lues par des comités de lecture et supervisées après publications par des Comités d’experts comme le HCSP-CTV, la Commission nationale de pharmacovigilance, l’Académie de Médecine, le Comité ad hoc de l’OMS ainsi que des experts autonomes… Qui veut être expert ?

  11. Sur les  »preuves » épidémiologiques et immunologiques de la vaccination des contacts de variole.
    Il a été très fortement affirmé que la vaccination antivariolique était efficace quand elle était pratiquée dans les 4 jours qui suivent le contage. Cette disposition est toujours mentionnée dans notre plan variole 2006 et rendue obligatoire par un décret de février 2003 pour les contacts de haut niveau sans tenir compte des contre-indications. Il a été avancé des preuves épidémiologiques et immunologiques de cette efficacité.
    Les preuves épidémiologiques reposent en fait sur la dilution de vrais contacts (contacts réellement contaminés) avec des faux. Il faut savoir qu’il n’existait aucun moyen pour savoir si les contacts qui n’avaient pas fait la variole avaient ou non été contaminés. Le principe des études sur cette question consiste à comparer les taux d’attaque secondaires (c’est à dire sans inclure le cas à l’origine de la contagion) chez les contacts vaccinés et non vaccinés. Mais cela génère une dilution des vrais contacts avec des faux dans des proportions aussi variables qu’inconnues.

    Voici d’abord un exemple fabriqué pour bien comprendre le processus :
    1- On a 5 vrais contacts tous non vaccinés. Ils tombent tous malades. Taux d’attaque 5/5=100%
    2- On a 5 vrais contacts et 15 faux contacts tous vaccinés avec de l’eau. On aura 5 malades. Taux d’attaque : 5/20=25%.
    Conclusion : avec un taux d’attaque de 25% chez les vaccinés contre 100% chez les non vaccinés on a la preuve de l’efficacité de la vaccination avec de l’eau pour protéger les contacts de la variole !!!

    Voici maintenant un exemple réel. C’est l’étude de Rao – 1968 – Elle est citée page 591 dans une publication OMS de 1500 pages  »Smallpox and its Eradication » [1]. L’un des auteurs est Donald Henderson qui fut directeur du programme d’éradication de la variole à l’OMS.Elle fut présentée par D. Lévy-Bruhl (InVS) à la Formation de formateurs à la vaccination antivariolique- Grenoble mars 2003 [2].
    61 personnes considérées comme contacts d’un cas de variole furent vaccinées en primo-vaccination. Il y eu 18 cas parmi elles (29,5%).
    42 personnes considérées comme contacts n’ont jamais été vaccinées. Il y eu 20 cas parmi elles (47,6%).

    Cette comparaison est considérée comme démontrant l’efficacité de cette vaccination. Il y a eu de toute façon 42-20=22 faux contacts (52,4%) parmi les 42 cas car, n’ayant jamais été immunisés ils seraient tombés malades sinon.
    Supposons que la vaccination n’ait eu aucune efficacité, il y aurait alors 61-18=43 personnes non contaminées (70,5%) parmi les 61 vaccinées. Sous cette hypothèse on constate que la proportion de faux contacts serait beucoup plus importante (et significativement plus importante) chez les vaccinés que chez les non vaccinés.
    Il n’existe aucune preuve que tout ou partie de ces 43 contacts vaccinés et qui n’ont pas eu la variole avaient été contaminés par le virus.

    Transporter sur les vaccinés la proportion de 29,5% de faux contacts observée chez les non vaccinés n’est pas une opération licite. On sait très bien qu’il y aura une très forte tendance à élargir  »par précaution » le champ des contacts à vacciner et qu’ainsi on va vacciner beaucoup de faux contacts.

    Ce procédé est couramment utilisé pour démontrer par exemple l’efficacité de la vaccination contre la grippe dans un centre pour personnes âgées.

    Preuves immunologiques : la durée d’incubation de la variole est en moyenne de 14 jours. On admet que 10 jours après la vaccination, les anticorps sont apparus. Donc ils seront là un peu avant le début de la maladie et devraient stopper le virus. Les experts comprenaient le problème comme une course d’anticorps mais la réalité, identifiée dès 1870, était que la vaccination des vrais contacts, et de ceux qui le seraient peu de temps après, permettait la rencontre du virus de la variole et du virus de la vacine et que cette rencontre est catastrophique. Il faudra attendre pratiquement au moins 2005 pour qu’enfin  »ils » comprennent … Les expérimentations animales auront ouvert les yeux et permis de comprendre enfin les événements observés pendant la campagne d’éradication : des épidémies qualifiées d’explosives et d’inattendues qui suivaient la vaccination systématique de tous les contacts, y compris les anciens varioleux.

    Des fautes de raisonnement ont généré des dogmes qui firent obstacles à la compréhension des faits. Les populations furent les premières à en souffrir : 12700 cas notifiés en Inde en 1970, 88000 en 1973, 188003 en 1974.

    [1] http://apps.who.int/iris/handle/10665/39485
    [2] http://www.infectiologie.com/UserFiles/File/medias/_documents/BT/vaccin%20variole.PDF

  12. Monsieur Guennebaud ,
    Pourquoi que vous faites pas un simple requete et une lettre identique au HAS ?
    Nous aimerions savoir leur réponse également.
    Et ainsi pour toutes les mailles de la chaîne, qui devraient repondre chacun leur tour.
    Merci .

  13. Mais c’est une excellente idée et j’envisage effectivement d’élargir cette action. C’est la première, hormis ma communication orale au congrès Adelf-Sfsp d’octobre 2017. Une action à conduire est de demander que les données des études publiées soient reprises et traitées plus correctement. Je l’avais dit au congrès et j’en parle dans mon commentaire du 20 août 9h38 « La dictature du cas-témoins a encore frappée ! » où justement des études déjà publiées ont été reprises pour alimenter une nouvelle publication. J’envisage de contacter les auteurs.

    Mais il est important de renforcer la base, c’est à dire qu’il y ait suffisamment de personnes comme les médecins de l’Aimsib qui auront compris le problème et son importance afin d’être mieux armés pour avancer. Le travail doit aussi se faire « en interne » car ces questions sont très mal comprises comme on le constate. Il y a toute une pédagogie à développer et je pense avoir essayé de le faire dans les commentaires de cette page. Je ne sais pas cependant comment tout cela est perçu et c’est le mois d’août !

  14. La problématique de la perception de la dénonciation d’erreurs grossières par les institutions c’est que cela tente de jeter le discrédit sur un organisme justement chargé d’établir les faits indiscutables. C’est tout le problème de notre époque où nous aurions besoin de faits indiscutables pour débattre et choisir politiquement une ou des voies d’actions mais que certaines (en partie ou complètement) des institutions chargées de les établir sont corrompues et/ou devenues incompétentes.
    Il est donc en effet important qu’une communication officielle de la part de ceux qui n’ont pas signé ou qui ont voté contre soit publiée. C’est à l’institution de rétablir les faits sans quoi nous aurons le plus grand mal à s’accorder sur les faits c’est à dire les bases fondamentales d’une possible prise de décision politique et ce pour longtemps.

    1. « la dénonciation d’erreurs grossières par les institutions c’est que cela tente de jeter le discrédit sur un organisme justement chargé d’établir les faits indiscutables » Oui et ce problème n’est pas nouveau. C’est bien pourquoi les institutions font généralement le gros dos même si ceux qui les représentent ne sont pas ceux qui ont fait les erreurs. D’abord protéger l’institution, c’est prioritaire sur protéger les populations.

      C’est ce que j’ai essayé d’exprimer dans ma réponse à l’Ordre : « Toutes nos institutions comme la vôtre, les diverses académies, le HCSP, la HAS, le ministère et des dizaines de sociétés savantes pourraient être unanimes pour soutenir haut et fort certaines affirmations. Tous les médias pourraient les reprendre à l’unisson, cela ne changera rien au fait qu’elles pourraient être totalement fausses et que le préjudice pourrait être très graves pour les populations »

      Je connais aussi la chanson de Guy Béart : « Le premier qui dit la vérité, il doit être exécuté … »

  15. Quand l’intervalle de confiance devient un intervalle de méfiance !

    Oui, ça peut surprendre mais une étude réalisée par la CIRE du Sud (Cellule inter régionale d’épidémiologie) sur des cas de coqueluche à l’école primaire de Montfavet en mai-juin 2006 donne pour la classe de CM2 une efficacité vaccinale de 76,5% avec un intervalle dit de confiance [0 94,9%] !!!

    Vous pourrez lire cela dans le tableau 10, page 15, de la publication par l’InVS :

    http://invs.santepubliquefrance.fr//publications/2008/coqueluche_ecoles_vaucluse/coqueluche_ecoles_vaucluse.pdf

    Imaginez qu’à 20 heures les instituts de sondages annoncent la victoire de Macron avec 76% des voix et une fourchette entre 0 et 95% !!! Le monde entier rigolerait. Cet intervalle pour le moins très large est l’indicateur d’un échantillon très faible avec 5 cas dans une classe de 23 élèves avec 17 vaccinés (dont 2 cas) et 6 non vaccinés avec 3 cas. Le procédé consiste, comme pour évaluer l’efficacité de la vaccination des contacts pour la variole (mon commentaire du 22 août 20h59 ) à transporter les 50% de contaminés chez les non vaccinés sur les 17 vaccinés, soit 8,5 contaminés dont 2 sont tombés malades soit 6,5 cas évités d’où 6,5/8,5=76,5%. C’est simple,un peu trop car il n’existe aucune preuve concernant le nombre d’enfants réellement contaminés. L’intervalle de confiance révèle le problème. D’ailleurs j’ai pu montrer que la borne inférieure n’était pas 0, elle est négative, c’est à dire que les données sont compatibles avec une efficacité négative du vaccin !
    Mon article http://questionvaccins.canalblog.com/archives/2008/11/08/11285447.html

    Les auteurs ont cependant conscience du problème car ils écrivent : « L’estimation de l’efficacité vaccinale sur le terrain nécessite un taux d’attaque suffisamment élevé pour pouvoir traduire un degré d’exposition homogène dans la communauté. » mais ils ne le mettent pas en application en renonçant à leur évaluation.

    Analogie avec un vote pour un référendum : dans une commune, un bureau de vote avec 17 inscrits avait enregistré 2 non, mais, dans l’ignorance du nombre de votants, un institut de sondage s’appuie sur un autre bureau de vote de la commune où il pense qu’il y a eu 3 votants parmi les 6 inscrits (50%). Il se croit alors fondé à dire qu’il y a eu 8,5 votants parmi les 17 inscrits et donc 6,5 oui parmi eux, soit 76,5% de oui. S’appuyant sur cela il va même jusqu’à calculer un intervalle de confiance sur le résultat national du référendum.

    S’ils procédaient ainsi, nos instituts de sondage nous auraient offert de joyeuses rigolades les soirs d’élections quand leurs annonces seraient confrontées aux résultats définitifs, et ils auraient fait faillite depuis longtemps …

  16. Je me rends compte aussi qu’il me faut réagir par rapport à certaines attaques lancées après la publication du premier article relatant cette lettre ouverte. J’avais répondu sur la variole et aussi à Pilou (mon commentaire du 11 août 15h44 première partie ) mais je vais compléter après avoit regardé l’article qu’il m’a fait l’honneur de me consacrer [1] et que je n’avais jamais été lire car, sur un autre site, on avait discuté pendant des semaines du problème posé. Mais les lecteurs éventuels pourraient se poser des questions. Je ne cherche pas à me défendre, sinon je l’aurais fait depuis longtemps, mais je tiens à défendre des faits qui sont infiniment plus importants que moi-même.
    Il s’agit donc du signal statistique très fort qui apparaît quand on compare les taux de transformation en sclérose en plaques entre vaccinés HB (52%) et non vaccinés HB (32%)
    Ir (initiative rationnelle ou pilou ou autres au gré des vents …) affirme qu’il y avait en tout 493 cas dont seulement 349 ont été inclus dans l’étude.
    « Il y a en réalité 493 cas d’atteinte démyélinisante et Bernard en utilise 349 pour faire le calcul de son signal. »
    D’abord, petite remarque en passant, il n’y a pas que moi qui me limite à ces 349 cas, il y a en tout premier LES AUTEURS !!! Mais qu’en disent-ils ?

    « RESULTS The initial case series amounted to 403 cases, of which 86.6% agreed to participate, including 349 cases who provided a copy of their vaccination certificate and who were retained for analysis. »

    C’est donc 403 et non pas 493. Encore une coquille !!! Que de disputailles pour des coquillles … Cette écart est jugé par Ir comme étant trop important pour que ce qu’on trouve sur l’échantillon de 349 puisse s’appliquer à la totalité. Il y a là 2 quetions totalement différentes :
    1- Que dit l’échantillon ?
    2- Ce qu’on trouve sur l’échantillon sera-t-il applicable à la population d’où il est extrait ?
    Comme par exemple avec 53% de oui au référendum dans mon village, ce résultat sera-t-il applicable à la France ? Pour ma part, je me contente de dire ce qu’on peut trouver dans l’échantillon des 349 cas retenus. La question de savoir si l’échantillon est suffisamment représentatif pour pouvoir étendre à la totalité les résultats obtenus sur l’échantillon n’a jamais été ma préoccupation car il n’est pas de ma compétence. Je me contente de dire et de maintenir, et c’est déjà pas mal :
    1- Que les auteurs avaient formulé cette question et y avaient répondu dans leur publication de février 2007 [2] par une absence de signal statistique pour les 33 enfants vaccinés HB après la première atteinte (10 conversions en SEP).
    2- – Que les auteurs n’ont pas cherché à répondre, du moins dans la publication, à cette même question FONDAMENTALE qui est ici : les enfants vaccinés HB avant de faire une première atteinte démyélinisante ont-ils plus de chance de la convertir en SEP que les non vaccinés ?
    3- Je fais observer que s’il n’y avait pas de signal il n’y aurait eu aucune raison de ne pas publier ce résultat.
    4- Par contre, vu le contexte bien connu entourant cette vaccination des enfants dans les collèges entre octobre 1994 et juin 1998 avec son interruption par le secrétaire d’Etat à la Santé Bernard Kouchner le 1er octobre 1998 et vu les réactions hostiles que cette décision entraina, chacun comprendra aisément que dans le cas contraire il pouvait y avoir de gros obstacles pour sa publication.
    5- Je maintiens que SUR l’échantillon retenu dans la publication il existe un signal très fort que les auteurs n’ont pas mentionné.
    Pour en revenir aux conséquences verbales de la coquille échangeant 403 avec 493 il n’y a donc que 54 cas (13,4% des cas) qui ont été écartés de l’étude et non pas 144. Les raisons ont été données par les auteurs (acceptation par les familles et production d’un document attestant des vaccinations reçues).
    Dans une étude épidémiologique les pertes en ligne sont inévitables et la plupart du temps bien plus élevées qu’ici. D’ailleurs les auteurs eux-mêmes se montrent très satisfaits de ce point de vue :

    « The strengths of our study include the accurate ascertainment of the first episode of acute CNS inflammatory demyelination, the validation of the vaccination status by a copy of the vaccination certificates, and the inclusion of the vast majority of incident pediatric cases in France. »
    Donc pour eux la force de leur étude réside en particulier sur «the inclusion of the vast majority of incident pediatric cases in France. ».
    D’ailleurs si la crirtique de Ir sur ce point était valable, elle s’appliquerait d’abord aux résultats avancés par les auteurs et pas uniquement à celui que j’ai trouvé et que les auteurs (et pas qu’eux) connaissent aussi bien que moi. Elle s’appliquerait aussi à pratiquement TOUTES les études épidémiologiques.

    Il n’est pas normal que la question que j’ai soulevée n’ait pas été étudiée dans la publication. Je pense avoir rassemblé assez d’éléments pour comprendre pourquoi. Si j’hésite à écrire ici ce pourquoi, je n’ai pas hésité à le dire au cours de l’émission radio (vers 38mn) donnée en lien dans l’article. La réponse ne m’a pas fait changer d’avis et mon interprétation permet alors d’expliquer le paradoxe crée par la publication du signal sur les  »observants au calendrier vaccinal ».

    Pilou-Ir écrit aussi ceci :
    « Cependant, même en préférant l’explication la plus favorable à Bernard (tous les cas SEP de la première étude et seulement eux sont dans la seconde étude), celui-ci ne sera pas plus avancé. En effet, rien ne permet d’affirmer que ces 143 cas représentent la totalité des cas de SEP de la cohorte. Ce n’est précisé nulle part, les auteurs n’en parlent pas. Bernard le pense, mais il est incapable de le prouver. »

    Cette affirmation est fausse. Dans la publication de décembre 2007 il y a 143 SEP dont 80 vaccinées HB. Dans celle d’octobre 2008 les auteurs disent qu’il y en a 151 soit 8 de plus, donc ils en parlent  :

    « 2) MS (confirmed by at least one other episode) for 151, including 90 (59.6%) with a
    higher initial index of early severity » (MS désigne les SEP)

    Ce supplément s’expllque aisément par le fait que pour la publication de 2007 les auteurs n’ont pris en compte que les SEP manifestées (seconde atteinte) avant le 30 juin 2006 et qu’il y avait un délai supplémentaire pour celle de 2008.
    De plus il est important de préciser que la prise en compte des premières atteintes démyélinisantes avait été arrêtée au 31 décembre 2003. Les 403 enfants enregistrés dans la cohorte à ce moment là ont alors été suivis de très près par un médecin référent qui devait signaler immédiatement aux auteurs toute évolution vers la SEP.
    Dans mes échanges avec Ir j’ai toujours insisté sur le fait qu’il y en avait 151 mais que les auteurs n’avaient pas communiqué le statut vaccinal de ces 8 cas suplémentaires et que j’avais écrit aux auteurs à ce sujet mais sans obtenir de réponse. Je lui ai aussi expliqué longuement et plusieurs fois que cela ne changeait à peu près rien au signal : même en se plaçant dans la situation la plus défavorable, c’est à dire que ces 8 cas seraient tous non vaccinés HB, la probabilité d’un tel écart était encore de 17 pour 10000 au lieu de 1 pour 10000, donc encore très significative.
    Je peux affirmer ici que Ir ne relate pas ce que j’avais expliqué longuement et souvent. De plus cet échange copieux qui s’est déroulé sur le site d’Initiative Citoyenne est certainement toujours en ligne, ce qui rend mes affirmations vérifiables.

    Mon calcul repose sur le fait que les 143 cas de SEP de la publication de décembre 2007 font partie des 151 cas de SEP retenus dans celle de 2008. Ir a voulu contester le fait que les 143 SEP de 2007 étaient incluses dans les 151 de 2008. Pourtant les auteurs écrivent :

    « Thus, the case definition includes patients with single episodes without relapse during the follow-up, as well as patients who went on to relapse and were diagnosed with MS. The last group of patients was included in the previous study with a similar design that tested specifically confirmed MS. (la réf 11 qui suit renvoie à la publication de 2007) »

    Les auteurs ont donc formellement écrit que les SEP de 2008 (the last group) étaient incluses dans les SEP de 2007(previous study) ce qui implique numériquement que les 151 cas seraient inclus dans les 143 !!! Chacun comprend aussitôt qu’il s’agit d’une coquille et qu’ils ont inversé les 2 termes de l’inclusion. Il n’en fallait pas plus à Ir pour affirmer qu’il n’existait aucune preuve que les 143 SEP étaient bien incluses dans les 151. Si tel était le cas les auteurs avaient l’obligation d’en détailler les raisons car la description de la constitution de l’échantillon est primordiale aux yeux des comités de lecture. Rien de tel.

    Il a alors voulu imaginer que des familles ayant accepté de participer à la première publication auraient refusé de participer à la seconde (l’acceptation est une condition de l’éthique de toute étude). Il est plus que douteux que les auteurs aient demandé aux familles de redonner leur acceptation pour chacune des 3 publications. Il y a en effet plus de 4000 témoins et beaucoup avaient dû être relancés à plusieurs reprises pour enfin répondre, ce qui demanda des semaines et des semaines de délais et de courriers .. Tout cela les auteurs le décrivent. Non, l’acceptation a été donnée pour l’ensemble de l’étude même si les résultats furent publiés en 3 fois.

    Pendant que nous en discutions, pendant des semaines, je lui ai expliqué que pour faire disparaître le signal il fallait que ce soient des SEP vaccinées HB qui disparaissent parmi les 80 de 2007 pour être remplacées par des SEP non vaccinés HB, ce qui ajoutait à l’invraisemblable.
    Tout le monde peut aisément vérifier que quand j’ai présenté ce signal très fort à Roger Salamon sur une radio celui-ci a confirmé l’existence du signal puisque qu’une équipe à l’Isped de Bordeaux qu’il avait crée, une autre au HCSP dont il était le président et même une troisième au ministère avaient confirmé le signal (  »comme vous on a vu les résultats que vous dites  ». Mais, ajoute-t-il, il y avait des cas biaisés et en les écartant il n’y avait plus de signal … Mais alors, ces cas dits biaisés auraient dû être écartés pour la publication. Pourquoi les auteurs n’ont pas parlé de cette absence de signal si les données qu’ils publient montraient qu’il n’y en avait pas ??? MYSTÈRE !!!

    [1] https://bit.ly/2OPTv1v

    [2] https://academic.oup.com/brain/article/130/4/1105/275673

    1. Dans mon commentaire ci-dessus j’avais gentiment interprété les 493 cas d’atteintes démyélinisantes avancés par Ir comme étant une coquille puisque les auteurs en avaient enregistré 403 dans la cohorte qu’ils suivaient. Echanger un 0 par un 9, pourquoi pas ! Mais en allant parcourir ce qu’il rapporte et commente à sa guise des nombreux échanges que j’ai eu avec lui sur ces questions, j’ai trouvé ceci :

      « Pour la seconde étude (celle de 2008), 403 personnes satisfont aux critères (SEP et non SEP cumulés) dont 349 ont accepté de participer à l’étude ( 151 SEP et 198 non SEP ).
      […]
      Vous avez été incapable, Bernard, de nous montrer que l’effectif total de la cohorte KIDSEP ne faisait pas, par exemple 493 personnes, ou de nous donner le nombre total de SEP, ni même le nombre total de SEP qui répondent aux critères. »

      Ce 493 a donc été inventé par lui, il y a de cela plusieurs années et il va le reprendre dans l’article vers lequel il aime renvoyer le lecteur en le présentant comme une certitude https://bit.ly/2OPTv1v

      « Il y a en réalité 493 cas d’atteinte démyélinisante et Bernard en utilise 349 pour faire le calcul de son signal. »

      La  »réalité » selon lui est une pure invention de sa part.Puis il se lance dans tout un discours en raison de l’écart qui serait trop important entre 493 et 349. Soit dit en passant, dans l’étude Hernan par exemple il y a plus de 50% de pertes en ligne. L’objectif de l’analyse statistique est d’essayer d’avoir des renseignements sur le tout à partir d’un échantillon. Il n’a jamais été dit qu’on ne pouvait rien faire de valable si l’échantillon n’était pas le tout ! Ce serait la négation de la méthode statistique.

      Pendant que j’y suis, dans les 2 phrases suivantes :
      « Thus, the case definition includes patients with single episodes without relapse during the follow-up, as well as patients who went on to relapse and were diagnosed with MS. The last group of patients was included in the previous study with a similar design that tested specifically confirmed MS. »
      Il voulait me forcer à comprendre que  » The last group of patients » se rapportait au groupe des définitions des cas de SEP de 2008 sous prétexte que la phrase précédente débute par  » the case definition  » et que la phrase voulait donc dire que la liste des critères de définition des SEP 2008 étaient incluse dans la liste des critères de 2007 comme il me l’avait écrit explicitement et comme il s’efforce, je crois avoir lu, d’en convaincre ses lecteurs. Ce afin d’écarter la coquille des 151 cas inclus dans les 143 alors que les auteurs voulaient évidemment exprimer l’inclusion inverse Je ne suis pas bon en anglais mais quand même …

      Bon on pourrait tout reprendre presque ligne à ligne mais j’arrête là avec lui. Je lui ai souvent dit que les lecteurs n’étaient pas idiots et que l’effet boomerang ça existait aussi et qu’en voulant démontrer que je serai manipulateur …

  17. Après cette digression malheureusement nécessaire, je reviens aux chose sérieuses.

    La règle de trois en épidémiologie

    Trois choux coûtent tant, combien coûtent 10 choux ? Il est essentiel que tous les choux soient au même prix sinon on peut obtenir n’importe quoi. Aussi incroyable que cela puisse paraître, beaucoup d’utilisateurs de la fameuse règle de trois ne se préoccupent jamais de cette condition aussi simple qu’essentielle. Y compris les experts en santé publique quand ils ont voulu estimer le nombre de cas de tuberculose évitées chez les enfants sur une période de 6 ans entre 1997 et 2002 alors que le BCG était généralisé.

    On peut raconter le calcul avec un lot de carottes : 80% ont été traitées avec un produit chimique ayant une efficacité supposée de 50% pour éviter la pourriture des carottes, soit 40% de protégées. On a trouvé N carottes pourries qui se trouvaient forcément parmi les 60% de non protégées. Une règle de trois donne aussitôt 2N/3 carottes pourries pour 40% qui est le nombre de carottes que le produit aurait protégé de la pourriture.

    Facile, sauf que 80% des carottes avaient été stockées au sec dans un grenier et que les autres étaient à la cave en milieu humide. Que vaut la règle de trois dans ces conditions ? Rien du tout ! Or c’était exactement la situation de la tuberculose dans notre pays entre 1997 et 2002 avec une très grosse majorité d’enfants fortement vaccinés par le BCG avec un risque très faible d’exposition et une minorité d’enfants avec un risque élevé.

    Un tel calcul avait été présenté pages 212 et suivantes dans une Expertise collective (10 experts) réalisée par l’Inserm et intitulée « Place de la vaccination dans la maîtrise de la tuberculose » – Novembre 2004

    Il aurait fallu dissocier au moins entre la population faiblement exposée et celle fortement exposée pour laquelle l’efficacité du BCG a toutes chances d’être très différente et surtout beaucoup plus faible comme les nombreuses expérimentations animales l’avaient démontré autrefois. De plus, le calcul exige l’indépendance entre la vaccination et l’exposition. Or cette condition n’était pas du tout réalisée puisque si l’enfant avait été contaminé avant d’avoir été vacciné, le test tuberculinique préalable devenant positif, la vaccination n’était pas pratiquée.

    A l’école primaire dans les années 50 on ne faisait pas de mathématiques mais seulement des calculs. Les mathématiques débutaient en sixième. Aujourd’hui à six ans les enfants font des maths ! Quelle est la différence entre faire des calculs et faire des mathématiques ? Celles-ci commencent seulement quand on accorde de l’importance aux conditions de validité des calculs, pas avant !

    Les conditions de validité des calculs sont primordiales

    En novembre 2011, j’en discutais avec 3 jeunes épidémiologistes au congrès de la Sfsp à Lille. L’une d’elles dira qu’en école on apprend plein de conditions conditionnant l’utilisation des tests statistiques mais qu’ensuite, en pratique, on ne s’en occupe jamais. Une autre d’ajouter :  »Si on en tenait compte on en ferait beaucoup moins ! »

    C’est le terrible constat qu’on est contraint de faire : les conditions de validité ne servent qu’à passer des examens ! Après, les  »anciens » qui encadrent les  »jeunes » se chargent de leur apprendre le  »métier »… Il n’y a pas que l’expertise en santé publique qui fonctionne ainsi. Je l’avais constaté dans d’autres domaines très différents en participant à des jurys de soutenance de mémoires d’étudiants après des stages en entreprises. Cette attitude cavalière peut conduire à des conclusions fausses qui pourraient couter très cher aux entreprises. Mais avec les actions qualifiées de santé publique ce sont les populations qui supportent les conséquences délétères des erreurs commises par les experts.

    L’estimation ainsi faite du nombre de cas de tuberculose évités par le BCG a joué un rôle très important pour définir et  »justifier » la nouvelle politique vaccinale par le BCG en 2007. Cette estimation avait été publiée partout, y compris sur des sites dont la santé n’était pas du tout la préoccupation. Le ministre en fera état au cours d’une réponse à une question écrite d’un sénateur.

    Les nouvelles recommandations vaccinales du BCG en 2007 s’étaient fortement appuyées sur cette estimation afin de pouvoir soutenir une recommandation  »scientifiquement » fondée alors que le calcul n’avait aucune valeur. J’ai entendu celui qui fut président de la commission d’audition pour la levée de l’obligation du BCG chez les enfants, faire état de cette estimation pour le moins fantaisiste en parlant « d’un très beau modèle mathématiques … »

    RAPPEL : les recommandations étaient de vacciner à la naissance TOUS les enfants naissant en Île-de-France et en Guyane ainsi que tous les enfants considérés comme étant à risque. En 2017 la recommandation deviendra « au premier mois » afin de limiter le risque de faire un BCG à un enfant ayant un déficit immunitaire non détecté à la naissance (d’où bécégite disséminée mortelle). Avec une vaccination BCG généralisée, le nombre de bécégites disséminées était évalué à 12 par an.

  18. Pour être complet sur ce thème j’ajoute que l’expression « risque de première espèce » est consacrée par l’usage pour désigner aussi bien un événement que sa probabilité, l’événement étant : obtenir un résultat significatif d’un problème alors que tout va bien.

    On pourra par exemple évoquer la possibilité du risque de première espèce, c’est alors un événement et dire que le risque de première espèce est élevé pour faire allusion à sa probabilité. Le contexte permet de faire la distinction sans risque de confusion..

    Ce type d’abus de langage où l’on exprime 2 notions très différentes par la même expression est fréquente, même en maths, afin d’éviter d’encombrer le discours par des phrases trop lourdes et à répéter de nombreuses fois. Il n’y a donc pas lieu de créer des polémiques artificielles à ce sujet comme ce fut le cas dans des commentaires de la première partie de ces 2 articles.

    Même en maths on utilise des raccourcis verbaux comme la méthode d’intégration dite « de la variation de la constante » à faire hurler les puristes. Bien que ça ne dérange personne, j’en ai quand même entendu un une fois à ce sujet !

    Dans les années 80-90 j’avais beaucoup programmé sur ordinateur avec le langage Pascal inventé par des Suisses connus pour leur propreté. Deux notions différentes étaient distinguées dans la programmation. C’était très pénible mais je pensais qu’il était impossible de faire autrement. Puis j’ai découvert les calculatrices Hewlett Packard qui ne sont malheureusement plus commercialisées. Les différents objets de calcul pouvaient s’utiliser librement sans être obligé de mettre une indication spéciale ou d’aller dans un registre spécifique. C’est génial pour la programmation et je me suis régalé. Je me suis rendu compte que cela allait beaucoup plus loin qu’une simple technique différente de programmation. Ce langage m’avait fait faire beaucoup de progrès dans ma manière de penser car il est plus proche du fonctionnement naturel de notre cerveau qui est pris à revers par des langages « puristes » mais stérilisants. J’en utilise toujours une que je garde précieusement.

    Cette expérience exprimée à travers des centaines d’heures de programmation m’a fait prendre conscience de l’importance de la structure de la langue maternelle qui va « imprimer » des circuits dans notre cerveau. Si nous étions Allemands ou Chinois nous ne penserions pas de la même façon. Très vaste sujet aux multiples implication !

  19. Je m’ibscris en faux par rapport au terme « Lobby anti-vaccinaux » car ces « lobbies » sont nés d’une réaction de défense face au GROS LOBBY de l’Industrie Pharmaceutisue, alias BIG PHARMA qui a d’autres moyens( Financiers) pour nous faire taire. Je suis scandalisée de ce terme de LObby anti-vaccinaux!!!

  20. Je suis sans doute un peu hors sujet, excusez d’avance.

    Beaucoup de parents craignent les effets secondaires des vaccins à juste titre. Ils ne souhaitent donc pas faire vacciner leur enfant par principe de précaution. En l’état du système actuel avec l’obligation vaccinale et les pressions subies de toute part sur ces parents (nounou, école, médecin), quels conseils concrets pourrait-on leur donner ?

    Ils se retrouvent marginalisés, avec la sensation de combattre Goliath. Faut-il les inciter à consulter autant de médecins que possible jusqu’à trouver celui qui, plus ouvert, décidera de signer un « faux » (résistance passive) ? Ou vaut-il mieux entrer dans la lutte ouverte et visible, parfois à s’en épuiser, mais « solidairement » plus utile ? Ou tout autre conseil concret ?

    1. Vous n’avez pas vraiment le choix. Personne ne vous recommandera de faire des faux ou de chercher un médecin qui vous en fera un. Vous êtes coincée.

      Et c’est exactement l’objectif de cette forme de médecine prédatrice, culpabilisante et punitive.

      1. Il n’y a [pour le moment] plus « légalement » de choix en France pour les enfants nés après le 01/01/2018. Donc, en attendant que les consciences se réveillent sur le non-sens de cette loi dangereuse à tout point de vue et en premier lieu pour les bébés, dans l’urgence, les parents concernés doivent bien s’organiser…

        Je me doute bien qu’un professionnel de la santé ne recommandera pas « officiellement » d’aller faire un faux. Mais je pense qu’officieusement la vérité sera [est déjà] toute autre : certains médecins, alliés à la cause de la dangerosité des vaccins, rentreront de plus en plus dans l’illégalité pour produire des faux. Ils risquent gros (leur métier, amendes) mais auront sauvé probablement beaucoup d’enfants et auront la satisfaction d’œuvrer pour une cause juste.

        En tout cas, devant la détresse de ces parents qui se préoccupent de très près de la santé de leur bébé [et qu’on traite d’inconscients et d’assassins], il faudra trouver des solutions très concrètes.

  21. Si on ne peut éviter les vaccinations, on peut au moins tenter d’en limiter les effets indésirables en les réalisant selon un autre calendrier. La loi ne rend pas obligatoire l’hexavalent mais les 6 vaccins qui le constituent et ce pour entrer en collectivités d’enfants, pas dans la boulangerie ou au super-marché. Tant que l’enfant n’est pas mis dans de telles collectivités, il est quand même possible de différer les vaccinations. Par exemple, le calendrier, qui n’est pas la loi, prévoit hexavalent+prévenar, bras gauche, bras droit (ou l’inverse, on a peut-être encore ce choix là !) dès l’âge de 2 mois puis à 4 mois.
    La notice d’Infanrix hexa précise que les convulsions sont plus fréquentes quand ces 2 vaccins sont réalisés simultanément :

    « L’analyse des taux de déclarations depuis la commercialisation suggère un risque potentiel accru de convulsions (avec ou sans fièvre) et d’EHH en cas d’administration concomitante d’Infanrix hexa et de Prevenar 13 par rapport à l’administration d’Infanrix hexa seul.
    Au cours des études cliniques où des sujets vaccinés ont reçu Infanrix hexa et Prevenar (PCV7) de façon concomitante, comme doses de rappel (4ème dose), une fièvre ≥ 38,0°C a été rapportée chez 43,4 % des nourrissons ayant reçu Prevenar et Infanrix hexa simultanément comparée à 30,5 % des nourrissons ayant reçu le vaccin hexavalent seul.

    Une fièvre ≥ 39,5°C a été observée respectivement chez 2,6 % et 1,5 % des nourrissons recevant Infanrix hexa avec ou sans Prevenar »

    https://www.ema.europa.eu/documents/product-information/infanrix-hexa-epar-product-information_fr.pdf

    Il faut comprendre que si on doit placer l’enfant en collectivités, ce sera alors le calendrier qui dira si l’enfant est en règle ou pas : selon son âge, on regarde s’il a reçu les vaccins prévus par le calendrier. S’il n’est pas prévu de le placer ainsi avant, par exemple, l’âge de 3 ans, on peut le vacciner selon un autre calendrier en attendant qu’il soit plus âgé pour débuter les vaccinations. On pourrait énoncer une sorte de règle générale qui serait que plus l’enfant est vacciné jeune et avec une accumulation de vaccins, plus ces vaccinations seront dangereuses et moins elles seront efficaces, le système immunitaire n’étant pas prêt.
    L’hexavalent lui-même pourrait se scinder entre pentavalent (sans l’hépatite B) et l’hépatite B séparés. Le calendrier vaccinal de la Suisse par exemple recommande la vaccination contre l’hépatite B à l’adolescence et non à l’enfance. Cela veut dire que le pentavalent existe en Suisse, sans doute produit pas Novartis, un laboratoire suisse de vaccins.

    https://www.ne.ch/autorites/DFS/SCSP/medecin-cantonal/maladies-vaccinations/Documents/V_PlanVaccinationSuisse2018.pdf

    Ne pas oublier que la loi prévoit d’apporter la preuve de la réalisation de ces vaccinations (sauf contre-indications) que pour le placer en collectivités. Si l’enfant n’est pas en règle il est quand même accepté* (c’est le décret d’application) avec un délai de 3 mois pour commencer (ou compléter) avec un calendrier décalé. Si par exemple il n’a reçu aucune vaccination à l’âge de 3 ans, au moment où débute ce délai de 3 mois, le calendrier commence à 3 ans avec hexavalent+prévenar puis on recommence 2 mois plus tard etc. En pareil cas, il pourrait être plus difficile d’éviter de faire les différents vaccins de façon décalée.

    * Le fait qu’il soit mentionné explicitement dans le décret d’application que l’enfant est accepté montre clairement qu’il n’est pas envisagé de poursuivre les parents alors que les vaccinations prévues par le calendrier n’avaient pas été réalisées à l’âge prévu.

    Pour aller sur les documents lois, décret, calendrier… j’ai rassemblé les liens et extraits ici :

    http://questionvaccins.canalblog.com/archives/2017/10/01/35726994.htm

    1. Recommander l’hépatite B monovalent ne me semble pas très judicieux vu le lourd passif de ce vaccin. De plus dans les faits, des parents refusant de réaliser le calendrier officiel sont dénoncés à la PMI, rappelons dans le bulletin du CNOM de Juin 2018, les médecins sont incités à dénoncer les parents récalcitrants auprès des autorités compétentes.

  22. En tant qu’ancien medecin, je ne peux recommander que 2 choses simples aux parents:
    Ne jamais vacciner avant l’âge de un an.
    Ensuite se réfugier derrière les contre indications aux vaccins qui sont nombreuses,et peu respectées, vous aiderez vos enfants, et cela ne devrait pas gêner votre médecin traitant.
    En revanche ne lui demandez pas de faire des faux. Pour un médecin aller à l’encontre des vaccins est l’assurance de se faire virer de l’ordre ausi sec. Aussi ne lui en voulez pas de se défendre en se préservant lui et sa famille.
    Partie en guerre contre les vaccins est pour un medecin quasi aussi grave que de pratiquer l’euthanasie.

    1. L’étude falsifiée (puis réfutée 10 ans après par Thomson) sur l’innocuité du ROR vis à vis de l’autisme concernait un signal statistiquement significatif avant l’âge de 36 mois dans un sous groupe.

  23. Merci pour tous vos commentaires. Je ne sais pas si j’ai bien compris le conseil des contre-indications. Il est moins « dangereux » pour un médecin de faire un faux certificat de contre-indications que de faire un faux certificat de vaccination ? C’est pourtant plus visible non ?
    Dans tous les cas, il est bien dommage de devoir en arriver là… triste système.

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