Il y a six mois l’ANSM nous gratifiait de résultats étonnants, souhaitant résumer une étude de pharmaco-épidémiologie comparant les effets de la Nouvelle Formule (NF) du Lévothyrox introduit en Mars 2017, avec l’ancienne formule (AF). Cette présentation avait été commentée ici [0]. Ces résultats paraissaient avantager la NF, ce qui provoqua évidemment la stupeur et la colère légitime des victimes qui ne comprenaient pas comment il était possible de neutraliser ainsi tant de vécus aussi opposés à leurs dires. Cette parution de Juin démontre encore une profusion de signaux exactement contraires à celle signalée par les auteurs, c’est à couper le souffle, alors pourquoi? Bernard Guennebaud repart à l’abordage de la science mathématique mal maîtrisée, son article est complexe mais si vous souhaitez comprendre comment et pourquoi nos politiques de santé sont si mal mises en oeuvre… Bonne lecture.
Des surprises dès le départ
Sur la base de ces résultats publiés, plusieurs milliers de victimes ont été déboutées en justice. En juin 2019, l’ANSM publiait le rapport final [1] reprenant les résultats annoncés en janvier 2019 :
Conclusion du rapport: « Les résultats ne fournissent pas d’argument en faveur d’un risque augmenté de problèmes de santé graves au cours des mois suivant l’initiation de la nouvelle formule du Levothyrox®. En effet, ils ne mettent pas en évidence d’augmentation spécifique de survenue d’hospitalisations, de décès, d’arrêts de travail d’au moins 7 jours, ni de consommation de médicaments utilisés pour traiter des symptômes somatiques tels que ceux déclarés en pharmacovigilance lors du passage à la nouvelle formule du Levothyrox®. Les analyses complémentaires prenant en compte les interruptions de traitement par la nouvelle formule du Levothyrox® confirment ces résultats. » J’ai souligné la dernière phrase car elle vaut son pesant de moutarde !
Selon l’ANSM, les analyses prenant en compte les interruptions de traitement par la NF (nouvelle formule) confirmeraient l’absence d’un réel problème alors que, comme nous allons voir, c’est exactement l’inverse !!!
Alors allons-y carrément ! Je ne vais pas m’enliser dans une analyse pas à pas de ce rapport de 90 pages. NON ! Allons directement à ces analyses dites complémentaires alors qu’il aurait fallu que les auteurs commencent par elles. Elles constituent l’annexe 11 du rapport, pages 85-8. Voici le tableau 11C pour commencer :
Il y a 2 groupes constitués par ceux qui ont poursuivi avec la NF jusqu’à la limite du suivi le 31 décembre 2017 et ceux qui l’ont interrompue en cours de route pour prendre une autre formule, en particulier l’ancienne (AF).
Je précise que les patients de ces 2 groupes NF sont appariés avec des patients ayant utilisé l’AF en 2016 avec la contrainte suivante : si la personne a eu sa première prescription de NF le 15 avril 2017, elle aura été associée à une personne ayant eu une prescription d’AF le 15 avril 2016. Pour ces 2 personnes dites appariées, le suivi a été réalisé jusqu’au 31 décembre de la même année. Ces 2 personnes ont donc été suivies en principe pendant une durée égale, au jour près.
Constatons d’abord que le cumul de ces 2 groupes donne 731104+184489=915 593. Avec un total de 1 037 553 pour l’année 2016 et autant pour l’année 2017 il en manque donc, quand même, juste 121 950. On apprend, page 27, que ‘’dans le groupe NF 738 995 avaient poursuivi le traitement par Lévothyrox NF tout au long de la période de suivi’’.
Ils en ont donc laissé tomber 7891 pour lesquels je n’ai pas trouvé la moindre raison. De plus, ‘’168 690 (18,2%) étaient passés à une autre spécialité à base de lévothyroxine (alternative au Lévothyrox ou Lévothyrox AF), et 17 200 (1,9%) avaient eu un arrêt des délivrances de traitement par lévothyroxine en France au cours du suivi.’’
On sait très bien qu’un certain nombre de Français se sont approvisionnés à l’étranger, Espagne, Belgique, Allemagne et qu’ils ne se faisaient sans doute pas prescrire la NF! Ils ont ainsi échappé aux radars de surveillance.
Les rapporteurs, qui ne peuvent ignorer le phénomène, n’y font aucune allusion. Seules comptent les données enregistrées par le système institutionnel même si cela doit conduire à ignorer un fait très important et révélateur.
Page 27 on lit aussi : «Comparés aux patients du groupe AF, les patients du groupe NF étaient significativement plus souvent passés à une autre spécialité (18,2% vs. 1,2%, p<0,0001) et avaient plus souvent eu un arrêt des délivrances en France (1,9% vs. 1,4%, p<0,0001) au cours du suivi.
Parmi les 168 690 patients du groupe NF étant passés à une autre spécialité à base de lévothyroxine au cours du suivi, la première délivrance d’une spécialité autre que Lévothyrox NF était survenue principalement à partir du moment où de nouvelles alternatives ont été mises à disposition en France : en Octobre 2017 pour 76 615 patients (45,4%), en Novembre 2017 pour 38 330 (22,7%) et en Décembre 2017 pour 28 946 (17,2%). Le délai moyen entre la première délivrance de Lévothyrox NF et le passage à une autre spécialité était de 5,4 mois. »
Cela confirme que la seule alternative explicitée par le rapport fut celle mise en place par les autorités. Les initiatives individuelles, même assez massives et médiatisées, restent délibérément ignorées. Une partie importante d’entre-eux est cependant présente dans les données de ce groupe par ceux qui « ont eu un arrêt des délivrances de traitement par lévothyroxine en France ». La formule est assez jolie quand on connaît la réalité vécue par les patients à ce sujet !
Pour le premier groupe pour lequel le traitement NF a été maintenu jusqu’au 31 décembre 2017, il existe 2 signaux relatifs à la consultation d’au moins un généraliste ou d’un endocrinologue.
Pour ceux qui ont interrompu la NF, toutes les rubriques donnent des signaux dont on va mettre en évidence la très grande force, ce qui n’est pas évident a priori sur les nombres publiés qui auraient même piégé les auteurs qui croient y avoir vu une confirmation que rien d’important ne s’était produit, y compris chez ceux qui avaient abandonné la NF !
Il est vrai qu’à première vue, les HR comme ils disent (hazard ratio) paraissent modérés, le plus élevé valant 1,46 et sept ne dépassant pas 1,18. Un épidémiologiste a même proposé de ne considérer comme significatifs que les HR (ou OR) au moins égaux à 2. Cette proposition pour le moins surprenante démontre une ignorance de la question car ici les échantillons sont très grands et comme on en rencontre rarement d’aussi grands, on apprécie très mal ces valeurs à vue.
Un petit cours de statistique devient indispensable !
Il s’agit d’évaluer si l’écart entre la valeur théorique 1 et la valeur observée 1,13 relative à la consultation d’un médecin généraliste est faible et serait donc compatible avec des variations aléatoires ou au contraire s’il paraît trop important pour s’expliquer par le seul fait du hasard, ce qui justifierait d’en rechercher une cause particulière.
Mais l’unité de mesure n’est pas 1 comme on pourrait le croire, mais l’écart-type, qui dépend des données. C’est la première chose à comprendre dans le calcul de probabilités, l’unité n’est pas 1 et cela en trompe plus d’un, y compris des experts ou décideurs ayant de hautes responsabilités.
Un écart entre la valeur théorique et la valeur observée est significatif, au seuil habituel, quand il est d’au moins 2 écarts-types. On peut être influencé par les exemples déjà rencontrés où le ratio était souvent supérieur à 2 quand il était significatif. Or dans les calculs effectués dans ce genre d’étude, plus l’échantillon sera grand et plus l’écart-type sera petit.
Quand on a accepté cette règle, à défaut de la maîtriser de façon plus technique, on peut alors comprendre qu’un écart qui paraît faible, comme entre 1 et 1,13, pourrait être très significatif.
C’est le cas ici car ce qui définit le test statistique ce n’est pas l’odds ratio ou le hazard ratio mais la probabilité d’obtenir un écart au moins aussi important que celui observé entre la valeur théorique 1 et la valeur obtenue 1,13.
Un calcul montre que cette probabilité est inférieure à 1 sur 1 million. Il s’agit donc en fait d’un écart absolument énorme qui pourrait passer pratiquement inaperçu et que les auteurs ne semblent pas avoir vu. Les 2 tests significatifs du groupe qui a maintenu la NF jusqu’au bout et les 10 tests de ceux qui l’ont interrompue ont tous une probabilité associée inférieure à 1 sur 1 million, le signal le moins fort se rapportant à la consultation d’un psychiatre.
Notons aussi que le premier groupe est à la limite du significatif pour les deux rubriques, toutes spécialités ainsi que neurologue.
Il en existe d’autres dans l’annexe 11 pour le groupe de ceux connus pour avoir interrompu la NF avant le 31 décembre 2017 comme pour ceux regroupés dans ce tableau :
| AF 2016 184489 | NF abandonnée 184489 | HR IC 95 % | Probabilité significative si < 2,5 % | |
| Pathologie cardio-respiratoire. Hospitalisation | 1363 (0,7%) | 1423 (0,8%) | 1,09 [1,01 1,18] | <1,88 % |
| Arrêt travail au moins 7 j | 6759 | 7903 | 1,11 [1,08 1,15] | <1/ 1 million |
| Antalgiques | 94957 51,5% | 100517 54,5% | 1,05 [1,04 1,06] | <1/ 1 million |
| Corticoïdes Antihistaminiques | 29457 16 % | 35109 19 % | 1,19 [1,17 1,21] | <1/ 1 million |
| Antimigraineux | 2821 1,5 % | 3269 1,8 % | 1,20 [1,14 1,27] | <1/1 million |
| Antivertigineux | 3856 2,1 % | 4970 2,7 % | 1,35 [1,31 1,39] | <1/1 million |
| Antidiarrhéiques | 3838 2,1 % | 4321 2,3 % | 1,08 [1,06 1,11] | <1/1 million |
On trouve encore des résultats aussi significatifs avec les antidépresseurs, les antihypertenseurs, les antiagrégants plaquettaires, les anticoagulants.
Le groupe des NF non interrompues a aussi des résultats excédentaires très significatifs par rapport aux AF pour les antidépresseurs, les anti-hypertenseurs, les hypolipémiants et les anticoagulants avec tous une probabilité associée inférieure à 1 sur 1 million.
Premières interprétations
Comment comprendre ces résultats ?
Le constat statistique est que ceux qui ont poursuivi l’utilisation de la NF jusqu’à la limite du suivi ont eu très significativement moins de problèmes de santé que ceux qui l’ont interrompue. Cela paraît très clair.
Dans l’ignorance de ce qui s’est réellement passé on pourrait en déduire que ceux qui ont abandonné la NF ont eu grand tort ! Mais nous savons tous que ce ne fut pas cet abandon qui a crée les problèmes mais au contraire les trop nombreux problèmes de santé qu’ils rencontraient avec la NF et qui les ont conduits, contraints même, à s’en détourner d’une façon ou d’une autre !
Malgré tous ses défauts, ce rapport de l’ANSM permet de mettre des chiffres sur cette affaire. Ils pourraient être éloquents si les auteurs avaient bien voulu leur donner la parole plutôt que de les parquer dans la dernière annexe avec pour seul commentaire qu’ils confirmeraient qu’il n’y a pas vraiment eu de problème !!!
AHURISSANT !!!
Oui, ahurissant car voici ce qu’ils écrivent page 56 : «les patients du groupe NF ayant changé de spécialité ou eu un arrêt des délivrances en France au cours du suivi n’ont pas été plus souvent hospitalisés que leurs pairs qui utilisaient l’ancienne formule du Lévothyrox, suggérant qu’ils n’ont pas eu plus de problèmes de santé graves. En revanche, ils ont connu plus d’arrêts de travail, de recours aux soins ambulatoires et de consommations médicamenteuses, mais dans des proportions qui sont restées modérées. Ces résultats, qui doivent être interprétés avec prudence (car les patients du groupe NF ayant changé de spécialité ou eu un arrêt des délivrances en France ont été comparés à des patients qui dans leur grande majorité avait poursuivi le Lévothyrox AF), suggèrent que les effets indésirables n’expliquent probablement qu’en partie le non maintien du traitement par Lévothyrox NF au cours du suivi. »
Chacun va se poser la question :
Les auteurs étaient-ils conscients de ce que signifiaient ces résultats ou les auraient-ils interprété en pensant que des HR aussi faibles ne pouvaient pas correspondre à des signaux forts ?
Avec ce que j’ai déjà pu rencontrer par ailleurs comme aberrations dans l’usage des tests statistiques, il ne faut s’étonner de rien. Cependant, les auteurs ont fait état de la probabilité associée dans la situation déjà rapportée ici : «Comparés aux patients du groupe AF, les patients du groupe NF étaient significativement plus souvent passés à une autre spécialité (18,2% vs. 1,2%, p<0,0001) ». Il s’agit donc de p<1/10000.
Si leur logiciel l’a calculé ici alors il est probable qu’il l’a fait automatiquement pour chacun des tests pratiqués. Donc ils ont dû voir que les signaux étaient extrêmement forts. En ont-ils compris la signification ou faudrait-il en arriver à penser qu’ils en auraient inversé la signification ? Ou auraient-il inversé cette signification uniquement pour le lecteur et les juges des tribunaux ?
Les auteurs semblent pourtant s’interroger en avançant des restrictions à leurs conclusions (page 55) : « Si la quasi-totalité des patients du groupe AF (plus de 97%) avaient bien poursuivi la spécialité délivrée à l’inclusion pendant tout le suivi, dans le groupe NF une part notable des patients étaient passée à une spécialité autre que le Lévothyrox NF (18% des patients) ou, dans une moindre mesure, avaient eu un arrêt des délivrances de traitement par lévothyroxine en France au cours du suivi (2%). Ainsi, dans l’hypothèse où ces changements de traitement ou arrêts de délivrance auraient été motivés par d’éventuels effets indésirables du Lévothyrox NF qui auraient ensuite régressé grâce à son interruption, les analyses réalisées pourraient avoir conduit à sous-estimer une éventuelle différence de risques entre les groupes AF et NF. »
Quoi qu’il en soit, c’est pour le moins cavalier mais on commence à s’habituer et cela a finalement un avantage :
Nous contraindre et donc en même temps nous aider à construire une analyse indépendante qui pourrait, dans l’avenir, poser quelques problèmes à une expertise qui n’est pas toujours à la hauteur de sa tâche du point de vue technique et qui est en perte totale de repères moraux.
Reconnaissons qu’il n’est pas bon non plus d’être totalement dépendant mentalement d’un système, aussi parfait serait-il, qui nous dirait la vérité et en lequel nous pourrions avoir une totale confiance. On peut reprocher à ce système de tourner pour lui-même et de tenter de nous tromper mais on pourrait aussi le remercier, par la même occasion, de nous offrir des opportunités pour nous réveiller et devenir nous-mêmes plutôt que des poulets gavés d’analyses statistiques falsifiées.
Plus l’échantillon sera grand et plus l’écart-type sera petit
Un exemple pédagogique ici; Cette règle peut se préciser ainsi :
Quand la taille d’un échantillon est multipliée par 100, son écart-type sera divisé par 10, du moins pour l’usage qui en est fait ici.
On dispose d’un échantillon de 100 personnes dont l’écart-type vaut 1. Pour avoir un ratio significatif par rapport à sa valeur théorique 1, il faudra qu’il en soit éloigné d’au moins 2 écarts-type. Il sera donc significatif s’il dépasse 1+2=3. Pour un échantillon semblable de 100×100=10000 personnes, l’écart-type sera divisé par la racine carrée de 100, soit 10 et vaudra donc 1/10. Le ratio sera significatif s’il dépasse 1+2 écarts-type soit 1,20. Pour un échantillon semblable de 100×10000=1 million de personnes, l’écart-type sera à nouveau divisé par 10, soit 1/100. Le ratio sera alors significatif s’il dépasse 1+2 écarts-type soit 1,02.
Il faut réaliser qu’un ratio de 3 sur un échantillon de 100 et un ratio de 1,02 sur un échantillon d’un million peuvent avoir la même force significative. Nos experts sont très loin d’avoir compris cela. C’est pourtant ce qu’on lit sur les résultats délivrés par le logiciel de statistiques utilisé par les auteurs. Mais chacun peut constater leur frilosité pour admettre qu’un ratio de 1,05 pourrait être extrêmement significatif !
REMARQUE : la réalité numérique est un peu différente de celle exprimée dans cet exemple à visée pédagogique car la division par 10 quand la taille de l’échantillon est multipliée par 100 s’opère en réalité au niveau des logarithmes dont on prend ensuite l’exponentiel pour retomber sur ses pieds mais qualitativement c’est ce que j’ai décrit qui se produit. Plus de précisions dans l’annexe.
Pourquoi tous ces effets indésirables ?
Nous venons de constater que les données de ce rapport final de l’ANSM, à défaut de ses commentaires, montrent statistiquement la réalité d’un grand nombre d’effets indésirables (EI) ayant frappé une partie des personnes traitées par la NF (1,43 % selon la troisième enquête de l’ANSM [2]). Mais cela n’explique pas comment ce phénomène a pu se produire ni comment d’autres tests présentés dans le rapport ont pu le masquer. Voici ce qu’écrit la troisième enquête de l’ANSM du 4 juillet 2018 [2], page 10 :
« Sur la période du 01/12/2017 au 15/04/2018, un total de 2 760 cas (totalisant 33 234 EI) concernant LEVOTHYROX® NF a été déclaré au laboratoire, soit une moyenne de 12 EI par cas. Parmi ces cas, 196 comportent un critère de gravité « décès », « mise en jeu du pronostic vital », « anomalies congénitales », « hospitalisation ou prolongation d’hospitalisation » ou « incapacité ou invalidité », soit 7% des cas. »
Une moyenne de 12 EI par cas ! C’est énorme, du moins il me semble. On peut comprendre que les victimes d’une telle agression aient eu quelques raisons pour se plaindre et pour sentir la colère monter à la lecture des conclusions d’un tel rapport. On peut les comprendre et j’espère que ce que j’ai écrit précédemment les réconfortera un peu. Oui, vous n’avez pas vécu une illusion, votre souffrance, elle est dans les données du rapport même si les rapporteurs se sont assis dessus en invitant les juges et les commentateurs à en faire autant.
Cette moyenne énorme de 12 EI par cas je ne l’ai pas trouvée mentionnée dans le rapport final. Les auteurs semblent en effet avoir trouvé une opportunité d’occultation statistique de ce fait important. Comment cela ? Tout simplement en ne s’occupant pas des EI mais en se focalisant sur les médicaments prescrits. Que le nombre d’EI vécus par un patient soit 3 ou 12 il est possible qu’il prenne les mêmes médicaments, les médecins pourront le confirmer ou l’infirmer.
Ainsi en comparant les différents médicaments pris par les patients AF et NF on pourra neutraliser le signal que cet accroissement d’EI simultanés pouvait exprimer.
Un médicament pollué ?
Bien sûr on pourrait envisager que ce médicament nouveau ait pu contenir une substance indésirable comme cela peut se produire au début d’un nouveau processus industriel de fabrication. Voici un bref extrait du compte rendu de la réunion du comité de pharmacovigilance du 6 juillet 2018 [3]. Je précise que ce document est frappé de Copyright et clause de confidentialité. La clause de confidentialité s’applique aux participants qui se doivent de ne pas en faire état à l’extérieur. Pour le copyright, je ne veux pas créer d’ennuis à l’AIMSIB aussi je propose de brefs extraits comme cela est normalement autorisé dans un but d’analyse :
« Les données du portail de déclaration des effets indésirables montrent un pic de notification des effets indésirables (EI) entre les mois d’août et d’octobre 2017, avec une forte baisse des notifications depuis le mois de novembre 2017. »
Cela n’est pas secret car confirmé de multiples façons. Par contre, moins diffusé :
« 1) Analyses chromatographiques : Une recherche de dextrothyroxine dans les produits à base de lévothyroxine de la société Merck (LEVOTHYROX® et EUTHYROX®) a été mise en œuvre par la Direction des contrôles de l’ANSM suite à des analyses présentées par l’association de patients AFMT (Association Française des Malades de la Thyroïde) qui mettaient en évidence un pic qui serait de la dextrothyroxine dans deux lots de produits finis nouvelle formulation (NF) et absent de l’ancienne formulation (AF). »
Ou encore, « Les lots utilisés pour ce dosage ont été achetés en officine et sont ceux disponibles actuellement sur le marché. Compte-tenu de leur date de péremption (septembre et octobre 2019 et août 2020), ces lots ont probablement été fabriqués en Automne 2017 soit plusieurs semaines après les premières mises à disposition de la NF (pour rappel fin mars 2017). »
Plusieurs semaines après les premières mises à disposition … pour le 1er avril ! C’est un poisson d’avril ! Si je compte bien, ça fait plutôt 6 mois jusqu’à l’automne 2017. Une question vient aussitôt à l’esprit : ces lots produits en automne 2017 étaient-ils identiques à ceux produits en mars 2017 alors qu’il est reconnu que les déclarations spontanées d’effets indésirables ont chuté à ce moment là ?
La conclusion du comité de pharmacovigilance sera celle qu’on pouvait attendre : « Ces dernières analyses sur la présence de dextrothyroxine, comme celles réalisées précédemment dans les laboratoires de l’ANSM, confirment la bonne qualité de la nouvelle formule du LEVOTHYROX® »
Donc tout va bien du côté du produit, ouf ! Qui oserait mécontenter Merck ? Pourtant, selon le site ‘’Pourquoi Docteur ?’’ [4] un chercheur toulousain de l’université Paul Sabatier, Monsieur Jean-Christophe Garrigues découvre un important pic d’impuretés dans la nouvelle formule du Levothyrox, alors qu’il n’existait pas dans l’ancienne, explique Mediacités. Pourquoi l’ANSM n’a-t-elle pas poussé plus loin l’analyse de cet élément qui devient forcément inquiétant lorsque l’on est dans un contexte de crise sanitaire ? », s’interroge-t-il auprès du site d’investigation.
Jean-Christophe Garrigues réalise alors que cet élément chimique est présent à plus forte dose dans les médicaments distribués en 2017 que dans ceux achetés cet été en pharmacie (en 2018). « Ce qui laisse entendre que la composition du Levothyrox aurait été améliorée depuis les débuts de la commercialisation de la nouvelle formule en 2017 », interpelle-t-il. »
Conclusion
Il y a sans doute encore beaucoup de choses à trouver et à dire à partir de ce rapport et autres documents de l’ANSM mais je me propose d’arrêter là pour le moment mes investigations laborieuses sur le sujet car je sais que cet article est attendu. Il n’est sans doute pas achevé car l’affaire est complexe et embrouillée mais il est temps de laisser la place à vos commentaires qui seront les bienvenus car ce sont d’abord vos témoignages de victimes, de médecins, d’observateurs qui pourront aussi dynamiser cette réflexion. La réponse est plus importante que la question disait Jacques Chancel. Vos témoignages seront plus importants que mes investigations car ils sont la vie vécue.
ANNEXE: Sachez devenir autonome en descendant dans les gaines techniques de l’immeuble mathématique!
Il y a 4 nombres qui interviennent techniquement, la valeur théorique 1 du ratio, la valeur observée R de ce ratio et son intervalle de confiance (à 95%) [A B]. Si on reste à ce niveau il est IMPOSSIBLE de travailler correctement, il faut descendre au sous-sol. L’escalier de descente c’est le logarithme népérien noté officiellement ln et qui se trouve sur toutes les calculatrices pour le bac. Avec une telle calculatrice vous obtiendrez aussitôt les 4 nombres :
ln1=0 ; ln(R)=r ; ln(A)=a ; ln(B)=b
Nous sommes maintenant au sous-sol au milieu des tuyaux et des vannes de commandes. Mais ça marche comment, me direz-vous ? Il y a la relation r-a=b-r=1,96s où s désigne l’écart-type qui est l’unité recherchée, la seule valable en calculs de probabilités. On l’obtiendra aussitôt en divisant r-a par 1,96.
La valeur 1,96 est liée uniquement au niveau de l’intervalle de confiance qui est de 95 %. Elle n’est pas liée à l’échantillon. Si on voulait un intervalle de confiance à 90 % on prendrait 1,645 et 2,576 pour un intervalle de confiance à 99 %.
Nous voulons évaluer la distance entre R et 1 et pour cela il faut évaluer la distance entre leurs logarithmes r et 0 en prenant l’écart-type s comme unité. Il suffit de diviser r par s et le tour est joué !
Application numérique (annexe 11B du rapport) : Pour le groupe de ceux qui ont arrêté la NF, on a R=1,11 A=1,08 et B=1,15. En fait il suffit de travailler avec R et A. Si vous faites les calculs, vous devriez trouver r=ln(1,11)=0,10436…; a=ln(1,08)=0,07696…; la différence sera 0,027398… ; en la divisant par 1,96 vous trouverez s=0,013979… qui est donc l’unité désirée. Il suffira alors de diviser r par s pour avoir la réponse : 7,465. On pourra alors dire que R se trouve à plus de 7 écarts-type de 1. Reste à apprécier si un tel écart est compatible avec des variations aléatoires ou peu compatible. Voici une échelle de comparaison :
| écart | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 |
| probabilité | 15,87 % | 2,28 % | 1,35/1000 | 4/100 000
< 1/10 000 |
3 sur 10 millions | 1 sur 1 milliard | < 1 sur 100 milliards |
Le seuil habituel de signification est placé à 2,5 % qui correspond à un intervalle de confiance à 95 % : on laisse 2,5 % de part et d’autres de cet intervalle. Ce seuil est atteint avec un écart de 1,96. On constate que pour 2 on est un peu en dessous avec 2,28 %. On constate qu’un écart de 7 écarts-type correspond à une probabilité inférieure à 1 sur 100 milliards. Difficile d’attribuer un tel écart au seul fait du hasard !
Une idée préconçue à éradiquer de toute urgence !
Chacun a certainement entendu cette ritournelle : « si l’odds ratio vaut 3 cela veut dire que le risque est 3 fois plus élevé. » Cela ne vaut strictement rien car l’odds ratio dépend de la taille de l’échantillon. Avec de grands échantillons, comme ici (près de 100 000 cas), l’écart-type étant petit il n’est pas nécessaire que l’odds ratio s’écarte beaucoup de 1 en apparence, c’est dire quand on juge en prenant 1 pour unité, pour que l’écart observé entre 1 et l’odds ratio soit très significatif. On le constate sur cet exemple avec un ratio de 1,11 qui serait jugé très modéré par tous les commentateurs, car peu éloigné de 1, alors qu’il en est extrêmement éloigné !!!
Une correction à faire :
Dans le tableau 11C reproduit plus haut, vous lirez pour le groupe de ceux qui ont maintenu la NF tout au long du suivi et à la rubrique médecin généraliste : 1,02 [1,02 1,03]. Le ratio est ici affiché égal à la borne inférieure de l’intervalle de confiance ! Il n’en est bien sûr rien, c’est une situation impossible qui se manifeste ici en raison d’arrondis trop précipités. Les auteurs sont habitués à gérer des échantillons d’au plus quelques centaines de personnes mais ici il y en a plus de 700 000. Je ne doute pas de la compétence des auteurs endocrinologues dans leur spécialité mais on a le droit, le devoir, d’émettre des réserves quant à leurs compétences en calculs, c’est le moins qu’on puisse dire ! En pareil cas il fallait garder une ou deux décimales de plus.
QUESTION : cela pourrait-il fausser les calculs que je propose pour évaluer la distance entre 1 et R ? Il est possible d’effectuer une correction très simple qui évitera toutes contestations à ce sujet.
Je remplace 1,02 par 1,015 qui est la limite de l’arrondi sur 2 décimales à 1,02 car si la borne inférieure était inférieure à 1,015 les auteurs auraient pris 1,01. De même je remplace 1,03 par 1,035 car au-delà il y aurait 1,04. Puis je calcule R en prenant la racine carrée du produit de ces 2 bornes, soit 1,02495…En effet, on a la relation R²=AxB qui résulte de la relation a+b=2r et du fait que l’exponentielle qui permet de revenir à R et A transforme les sommes en produits
Il n’y a plus qu’à utiliser la procédure à 1,02495… et 1,015. Comme l’intervalle de confiance a été élargi au maximum par ce procédé, l’écart-type trouvé sera plus grand que l’écart-type réel. On trouvera alors un écart de 4,95 écarts-type entre 1 et R qui est inférieur à l’écart réel, ce qui évitera toutes contestations.
Notons, pour terminer, qu’on constate l’existence d’un signal très fort avec un ratio de seulement 1,02 calculé par le logiciel.
Qui l’eut cru ?
Sources:
[0] https://www.aimsib.org/wp-content/uploads/2023/11/image-4042920-20201130-ob-6b8f5e-dr-helene-banoun.jpg.org/2019/02/10/levothyrox-nouvelle-formule-aucun-probleme-quils-disent
[1] https://www.ansm.sante.fr/content/download/162063/2120345/version/1/file/Rapport_Etude_L%C3%A9vothyrox_SNDS_Juin2019.pdf
[2] https://www.ansm.sante.fr/var/ansm_site/storage/original/application/73c1a2f8f97a5fd351f4196ed1d68b1a.pdf
[3] https://www.ansm.sante.fr/var/ansm_site/storage/original/application/33628f616a0bcb3d0b10a4bfcf1dab82.pdf
[4] https://www.pourquoidocteur.fr/Articles/Question-d-actu/27046-Levothyrox-chercheur-aurait-decouvert
90 Responses
il va me falloir du temps pour « digérer »cette étude mais MERCI!MERCI
nicole
Oui mais il faut y parvenir sinon, c’est une certitude, les victimes ne seront pas indemnisées vu ce dit la partie du rapport qui est en français. L’autre partie est en chinois, je veux dire en langage mathématique codé et, comme beaucoup, vous ne savez pas lire le chinois. Il faut apprendre un minimum à lire le chinois. De ce point de vue, l’annexe est la partie la plus importante de l’article. Pourtant, je l’ai moi-même classée annexe et la rédaction l’a mise en petits caractères comme s’il s’agissait d’une partie honteuse à cacher.
Cela souligne d’où nous partons mais il faut avancer et ce n’est pas si difficile, le chinois. L’exercice avec la calculatrice décrit dans l’annexe n’est pas un exercice de calculs mais un exercice psychologique pour commencer à se libérer de certaines appréhensions vis à vis du chinois.
Je vais préciser ici un point qui n’est pas ressorti dans la présentation non exhaustive que j’en ai faite. Il se reporte à la première citation du rapport ANSM reprise ici. Les auteurs écrivent qu’il n’y a pas eu d’augmentation spécifique d’arrêts de travail d’au moins 7 jours pour l’ensemble des personnes incluses dans l’étude et que ce résultat est confirmé pour les personnes qui ont abandonné le NF au cours de l’année 2017.
Pour les 731104 patients qui n’avaient pas abandonné la NF avant l’échéance du 31 décembre 2017, le logiciel de statistiques utilisé par les auteurs renvoie un ratio de 1,01 avec un IC [0,99 1,02] qui indique un résultat non significatif, 1 étant dans l’intervalle.
Par contre, pour les 184 489 patients ayant abandonné le NF au cours du suivi, le même logiciel donne un ratio de 1,11 avec IC [1,08 1,15] qui est clairement significatif, 1 n’étant pas dans l’intervalle de confiance.
Il est important de rechercher la « force » de ce signal. Je veux dire par là est-il tout juste significatif ou au contraire très fortement ? C’est l’exemple traité dans l’annexe. Très facilement, avec une simple calculatrice pour le bac, chacun pourra aisément et très rapidement vérifier que la distance entre la valeur théorique et la valeur observée est de 7,46 écarts-type, ce qui est absolument énorme comme le montre la correspondance entre ces distances et les probabilités associées.
Même en appliquant, par prudence, la correction décrite dans l’annexe, cette distance sera trouvée d’au moins 5,90 écarts-type, ce qui reste considérable.
On peut ainsi montrer et chacun pourrait le vérifier aisément, que l’affirmation de l’ANSM sur ce point n’est pas du tout exacte et même que le logiciel auquel les auteurs avaient confié le traitement des données donne un résultat complètement opposé à ce que les auteurs affirment.
Je me demande pourquoi la formule de ce produit a été modifiée alors que la précédente semblait donner toute satisfaction ! qui pourra m’éclairer . merci
Bien vrai, vous n’avez pas suivi la saga du changement d’excipient que Merck a décidé unilatéralement pour pouvoir s’attaquer à l’immense marché asiatique? On pourrait en réaliser une série télévisé tellement l’affaire est riche en rebondissements (malhonnêtes) de toutes sortes…
De mémoire, j’ai retenu que l’AF était sur lactose ce qui pouvait poser des problèmes aux personnes allergiques. Le lactose a été remplacé par du manitol (toujours de mémoire) et il a été recherché un produit plus stable dans le temps. Cela a entraîné un nouveau processus industriel de fabrication d’un produit indispensable à des millions et des millions de personnes à travers le monde. Qu’au début il y ait eu des problèmes comme cela se produit avec les voitures par exemple et que le processus de fabrication ait été modifié par la suite, pourquoi-pas ?
Les Français ont essuyé les plâtres. Est-ce que les utilisateurs de la NF ont encore des problèmes aujourd’hui comme en 2017 ? Là vos témoignages seront intéressants.
Cela reste à démontrer ces allergies au lactose (très peu de déclaration durant 30 ans). Cependant, il est plutôt intéressant de savoir que Merck arrivait en fin de brevet , et pour garder le brevet il lui fallait modifier 2 ou 3 petites choses et le tour était joué ! En sachant que la demande a été faite à la demande de L’ANSM par Lechat, ancien de chez Merck ! Et oui !!! Ni vu ni connu, et que je balance le monopole et l’ex de Biogaran, que les médecins ne prescrivaient pas ! Et après c’est l’ANSM qui fait des rapports et qui dit avoir analysé le médoc !!! Allez on nous prend vraiment pour des crétins !!!
Bien sûr qu’ils nous prennent pour des crétins! Mais ils ont raison car finalement ça marche à tous les coups. Il est exact que le Pr Philippe Lechat a longtemps travaillé pour MSD avant d’intégrer l’ANSM, ce jeu de chaises musicales demeure très prisé chez nos confrères, sans oublier d’aller aussi s’asseoir, toujours en rythme, un temps à Bruxelles et surtout à l’OMS.
L’histoire officielle selon laquelle un obscur fonctionnaire français de l’ANSM aurait fait changer la composition du Levothyrox par sa seule demande est à hurler de rire, le plus probable est effectivement que MSD a demandé à son ancien salarié qu’ils leurs demandent de modifier l’excipient… Pour homogénéiser ce produit au niveau mondial et attaquer le marché asiatique.
Il ne s’agit pas ici d’allergie au lactose mais d’intolérance, en clair les asiatiques sont extrêmement peu nombreux à digérer ce sucre par défaut de sécrétion d’une enzyme essentielle, la lactase, qui coupe le lactose en deux sous-unités digestes, galactose et glucose. On suppose que les européens sont moins touchés parce que 6.000 ans d’élevage ont « forcé » nos chromosomes à produire la lactase toute la vie chez nombre d’entre nous. Parenthèse évidente, de nombreux européens déclenchent un nombre incroyablement varié de pathologies du fait de leurs consommations lactées quotidiennes malgré leurs insuffisances en lactase méconnues.
c’est un trait marquant de l’épigénétique, presque tous les bébés du monde savent sécréter de la lactase car la nature les sait dépendants du lait de leurs mères, mais après sevrage (disons à 24 mois) pourquoi continuer à produire une enzyme que l’enfant n’utilisera plus jamais puisque dans la nature aucun animal ne consomme de produits laitiers dans les suites? Extinction du gène de la lactase pour 30% des européens et 95% des Asiatiques…
Bonjour docteur. L’intolérance au lactose est un problème de digestion, pourriez-vous nous détailler à quel moment le vaccin est supposé passer par l’intestin pour trouver sa dose de lactase ?
Bonjour docteur. La tolérance au lactose à l’age adulte est une mutation aléatoire apparue il y a des milliers d’années. Cette mutation s’est ensuite répandue à travers le monde parce qu’elle constitue un avantage sélectif. C’est ce qu’on appelle la sélection naturelle. L’épigénétique, ce serait: Vous êtes tolérant au lactose ? Déménagez en Asie et vous aurez des enfants intolérants au lactose. C’est étonnant. Pourriez-vous détailler ?
« Bonjour docteur. L’intolérance au lactose est un problème de digestion, pourriez-vous nous détailler à quel moment le vaccin est supposé passer par l’intestin pour trouver sa dose de lactase ? »
Bonjour, mais pourquoi vous parlez de lactose dans les vaccins ? On parle de levothyrox, ici…. Vous étes bizarre, vous, alors !
Dernier épisode:l’Euthyrox (ancienne formule)qui venait d’Allemagne n’étant plus fabriqué sera livré depuis des stocks russes et donc dans des boîtes en cyrillique…Pendant ce temps on fabrique toujours l’ancienne formule à Bourgoin-Jallieu et elle est livrée en Italie(où je vais l’acheter).
Quel scénariste fou imaginerait ça?
« Avec un total de 1 037 553 pour l’année 2016 et autant pour l’année 2017 il en manque donc, quand même, juste 121 950. »
Ben non. Dans le tableau il y a le même nombre total AF et NF pour chacun des deux groupes. Ça veut dire qu’ils ne gardent que les NF et AF associés qui ont tous les deux poursuivi et que les NF et AF associés qui ont tous les deux arrêté. (Les manquants, c’est quand l’un des deux a arrêté et que l’autre a continué) C’est logique si on veut connaître les consequences de la poursuite ou de l’arrêt avec AF/NF.
« On apprend, page 27, que ‘’dans le groupe NF 738 995 avaient poursuivi le traitement par Lévothyrox NF tout au long de la période de suivi’’. Ils en ont donc laissé tomber 7891 pour lesquels je n’ai pas trouvé la moindre raison. »
Ben non plus du coup, et pour la même raison.
Non scrupulus, il n’y a pas eu 184489 patients AF 2016 qui auraient abandonné l’AF en 2016. Il y en a eu effectivement, c’est indiqué dans le rapport, je l’ai lu, c’est quelques milliers seulement. Je chercherai quand j’aurai le temps mais tout cela est long à lire et fastidieux à éplucher. D’ailleurs il y a pour la plupart des patients une raison médicale impérative pour ne pas interrompre un tel médicament, les médecins le confirmeront.
De plus ces 184489 patients 2017 n’ont pas interrompu leur traitement, ils ont seulement changé de spécialité, une partie pour la spécialité proposée par le ministère à partir d’octobre 2017 et une autre qui n’a plus eu de prescriptions en France mais dont tout le monde sait que ces patients allaient s’approvisionner à l’étranger en AF.
Il n’aurait donc pas du tout été logique de mettre en parallèle ceux qui avaient abandonné la NF pour l’AF en 2017 avec ceux qui avaient abandonné l’AF en 2016. De toutes façons, ces derniers ne seraient pas assez nombreux, très loin de là.
J’avais regardé ces nombres d’une façon plus précise que vous. Je n’ai pas pu trouver pour le moment une cohérence numérique précise. Vous vous contentez d’arguments purement qualitatifs mais les nombres ne collent pas bien.
« Parmi les 168 690 patients du groupe NF étant passés à une autre spécialité à base de lévothyroxine au cours du suivi, la première délivrance d’une spécialité autre que Lévothyrox NF était survenue principalement à partir du moment où de nouvelles alternatives ont été mises à disposition en France : en octobre 2017 pour 76 615 patients (45,4%), en novembre 2017 pour 38 330 (22,7%) et en décembre 2017 pour 28 946 (17,2%). »
Voici au moins une phrase qui montre que les nombres entre 2016 et 2017 sont trop éloignés :
« Comparés aux patients du groupe AF, les patients du groupe NF étaient significativement plus souvent passés à une autre spécialité (18,2% vs. 1,2%, p<0,0001) et avaient plus souvent eu un arrêt des délivrances en France (1,9% vs. 1,4%, p<0,0001) au cours du suivi."
Donc 18,2%+1,9% d'un côté (2017) contre 1,2%+1,4% pour 2016. C'est clair, vous n'arriverez jamais à obtenir l'égalité en prenant le tronc commun pour tomber sur 184489 !!!
Ceci dit, je n'avais soulevé ce problème que pour la forme, sans y accorder beaucoup d'importance. Ces petits problèmes numériques sont sans grand intérêt par rapport au fait que le rapport affirme comme étant "modérés" les résultats de tests statistiques significatifs indiqués par le logiciel et qui sont en réalité extrêmement significatifs et ce en évoquant des ratios en apparence très faibles comme 1,05 ou même 1,02 alors que cela ne veut strictement rien dire, l'unité étant l'écart-type et non pas 1 !!!
Là il y a une ERREUR MAJEURE et il FAUT profiter de ce rapport qui, très exceptionnellement, publie des tests réalisés sur de très grands échantillons, pour faire comprendre enfin que la bonne unité ce n'est pas 1 et que cela a beaucoup, beaucoup d'importance et pas que pour les grands échantillons.
Il faut profiter de cette occasion pour faire de la pédagogie et je remercie l'AIMSIB de me permettre de le faire. Je l'ai déjà dit, la partie la plus importante de mon article, c'est l'annexe.
Dire par exemple, quand le ratio vaut 3, que les exposés auraient 3 fois plus de risques que les non exposés n'a aucune valeur. Pourtant cela est constamment affirmé. Il faut éradiquer cela. Je sais que ce ne sera pas facile mais il le faut. Il y a là une magnifique opportunité pour le faire.
Et ca recommence… on va encore une fois avoir d’un côté quelques prétentieux incultes, anonymes et superficiels dans leurs analyses qui vont donner des leçons de manière outrancière sur des choses qu’ils comprennent même pas et de l’autre coté Bernard et son inéffable calme et sa courtoisie.
Merci Monsieur, pour vos compétences, mais c’est votre dignité que je salue ici !
Une constatation curieuse :
J’ai regardé les données pour la consommation de corticoïdes et d’antihistaminiques.
1- Groupe global de 1037553 patients. La figure 16 page 42 du rapport donne AF : 164836 ; NF 168513
Test très significatif : R=1,03 IC [1,02 1,04] Distance entre 1 et le ratio : 5,9 écarts-type ; probabilité < 1/1 million
2- Groupe de 731104 patients avec NF non interrompue. Tableau 11D page 87 AF : 116714 NF : 118908
Test à la limite du significatif : R=1,01 IC [1,00 1,02] probabilité 2,5 %
3- Groupe de 184489 patients avec NF interrompue. Même tableau AF : 29457 NF interrompue : 35109
Test très significatif : R=1,19 IC [1,17 1,21] ; distance entre 1 et R : 20 écarts-type. Probabilité <1/1 million.
4- Par additions et différences on obtient les données pour le groupe complémentaire de 121960 patients.
AF : 18665 NF : 16496. Test non présenté par les auteurs mais le résultat est inversé : il y a très significativement, et le signal est évidemment très fort, beaucoup plus de cas traités dans le groupe AF 2016 que dans le groupe NF 2017.
QUESTION : qui sont ces patients qui n’ont pu être retenus dans aucun des 2 groupes NF non interrompue en 2017 et NF interrompue en 2017 ? Contrairement à ces derniers, en 2016, avec l’AF ils ont consommé beaucoup plus de corticoïdes ou d’antihistaminiques en comparaison avec les NF 2017 avec lesquels ils avaient été appariés. Sur ces médicaments, leur contribution dans les calculs globaux est d'atténuer le signal global. Il faudra regarder d'autres rubriques pour mettre en évidence leur action qui pourrait être à chaque fois d'atténuer ou de neutraliser le signal qui peut exister sur les autres.
La piste que j’avais seulement lancée sans l’explorer paraît donc très intéressante. Je ne sais pas s’il y a suffisamment de données dans le rapport pour pouvoir pointer les raisons d’une telle distorsion mais il y a sûrement quelque chose.
J'avais donc tout à fait raison de m'interroger sur ce groupe complémentaire même si je n'avais pas poussé la recherche plus loin. Il y avait une forte attente pour cet article, et je comprends les victimes de la NF. Je ne pouvais pas prolonger cette recherche pendant des semaines pour tenter de trouver le maximum de choses avant de le publier. Mais la recherche se poursuit et vous pouvez tous y participer !
Avant cette affaire du Levothyrox AF/NF j’ignorais que ces hypo ou hyperthyroïdies pouvaient affecter 3 millions de personnes rien qu’en France, soit 4,5 % de la population sous traitement au long cours, si pas à vie. C’est énorme ! les petites 3.000 infections HPV/an dont Mme Buzyn voudrait en faire un problème de santé publique c’est 1.000 fois moins. Par projections statistiques # si l’incidence est équivalente # pour les autres pays de l’U€ (512 millions d’hab.), cela ferait 23 millions de patient(e)s sous traitement soit une belle rente pour le fabricant.
Au niveau mondial, combien de millions (?).
On peut comprendre que le fabricant aurait cherché à renouveler le brevet de la version AF qui arrivait à terme pour maintenir ses parts de marché. De là à ce que certains auraient cédé aux pressions du Merckantilisme, il n’y aurait eu qu’un pas vite franchi.
Il est également étrange que dans un contexte où les autorités de santé cherchent depuis des années à inciter à l’emploi de génériques pour des questions budgétaires, elles n’ont pas eu le discours sur le générique Thyrofix de Uni-Pharma, société qui semble présenter des gages de très haute qualité de fabrication https://www.uni-pharma.gr/fr/accueil/
dsl correction : les 3.000 cas de cancers du col de l’utérus chaque année.
Cher njama,
Le problème posé par les dysthyroïdies est encore plus vaste que vous ne le pensez puisqu’il menace très directement… L’intelligence générale des générations de Sapiens actuelles et à venir. Barbara Demeneix, patronne du Muséum d’Histoire Naturelle et spécialiste incontestée de la thyroïde a réussi (hélas) à démontrer que nos enfants actuels font montre d’un niveau intellectuel inférieur aux générations de l’entre-deux guerres.
L’aimsib prépare un article à ce sujet mais l’actualité nous a demandé de procéder à l’envers, parler de thérapeutique avant la physiologie, nous réparerons ce non-sens. J’avais rédigé pour Prévention Santé un billet expliquant en partie le phénomène, sur un ton un peu trop léger mais la biblio reste intéressante, ici
https://www.prevention-sante.eu/actus/futures-mamans-lintelligence-de-vos-bebes-pourrait-se-decider-ici
Que de mots pour persister dans l’erreur. Vous m’avez même pas lu en fait, sinon vous auriez jamais dit « il n’y a pas eu 184489 patients AF 2016 qui auraient abandonné l’AF en 2016 ». Mais je peux faire plus simple, puisque ça suffit pas. Exemple basique, que même Julie peut comprendre:
On a 9 AF et 9 NF, associés 2 par 2 (AF1 et NF1, AF2 et NF2, …)
On veut garder uniquement les AF et NF associés qui ont continué tous les deux le traitement d’origine jusqu’à la fin. Tous les deux.
Question:
Si 6 AF continuent jusqu’à la fin,
Si 5 NF continuent jusqu’à la fin,
Alors combien de AF/NF on garde ?
5 AF/NF ?
AF: 123456000
NF: 123450000
On garde: 1 2 3 4 5
2 AF/NF ?
AF: 000456789
NF: 123450000
On garde: 4 5
Mais ça pourrait être 3 AF/NF aussi:
AF: 003456780
NF: 103050709
On garde: 3 5 7
En fait, on peut avoir n’importe quelle nombre de AF/NF compris entre 2 et 5 et il faut savoir en détail qui a fait quoi pour le calculer. Pas d’autre moyen. Mais vous vous arrivez et vous dites: 3 AF/NF ? Mais j’ai lu dans le texte qu’il y en avait 6 AF qui ont continué le traitement d’origine. Ou sont passés les 3 autres ? et blabla… etc.
Vous faites vos petites additions parce que vous n’avez pas compris que pour connaître le total des colonnes, vous devez savoir individuellement pour chaque AF et chaque NF qui a continué jusqu’à la fin.
Pour la prochaine fois, reprendre l’exercice pour trouver la seconde colonne: Les AF et NF associés dont aucun des deux n’a continué le traitement d’origine jusqu’à la fin. Aucun des deux.
Bonjour Scrupulus,
L’aimsib respecte évidemment l’anonymat des intervenants quand celui-ci est réclamé. Mais il doit être dit ici que votre adresse internet se termine par sante.gouv ce qui naturellement nous conduit à penser que vous connaissez parfaitement le sujet qui nous occupe. Les querelles de chiffres c’est une chose, stérile par ailleurs car vous aurez bien du mal à nous convaincre des non-qualités de sérieux et de compétence de Bernard Guennebaud. Et si vous nous faisiez plutôt profiter de votre présence pour nous aider à voir plus clair sur le fond du problème posé par cet article à savoir l’escamotage systématique des signaux en défaveur de la sécurité d’emploi du NF?
Ça fait toujours plaisir. Vous demandez que je vous aide à y voir plus clair mais surtout, surtout, sans parler des erreurs de compréhension (et pas une querelle de chiffre) du gars. C’est bien ça ? Il parait qu’il repart à l’abordage de la science mathématique mal maîtrisée. Promesse tenue, j’ai envie de dire. J’ai pas lu la suite, quand on attaque direct avec une énormité comme ça, tout de suite je doute de la compétence du gars, je suis comme ça. Mais vous, vous le trouvez compétent parce que vous comprenez ce qu’il dit ou parce qu’il dit des choses qui apportent de l’eau boueuse au moulin antivax ? Donc non, je vois pas vraiment d’intérêt à aider des gens qui ne sont pas prêts à s’aider eux-mêmes. Sacrées poutres que vous avez dans l’oeil, quand même: Ou sont les corrections quand on vous montre une erreur ? Surtout essayez pas de comprendre, ménagez-vous, c’est la canicule.
« parce qu’il dit des choses qui apportent de l’eau boueuse au moulin antivax ? »
On avait tous un peu compris votre présence sur ce site mais oser parler vaccin dans un article ayant comme objet le traitement de l’hypothyroïdie…
Ce site se veut est un outil de réflexion et de recherche collaborative, pas un ring de réseau social. Vous comprendrez donc que vos commentaires ne seront plus publiés.
Mais vous avez certainement raison scrupulus, vous me prêtez des propos que je n’ai pas tenu. Dans mon article je n’avais nullement cherché à interpréter le fait que 731104+184489 ne faisait pas 1 037 553. J’en avais seulement fait le constat. Je n’ai aucun problème sur ça et ce pour la bonne et simple raison que ce que je dis est sans lien avec la façon dont les groupes ont été constitués. Je prends les ratios et IC publiés et calculés par le logiciel ainsi que les nombres de patients concernés par tel ou tel critère, ces nombres étant publiés dans le rapport.
Puisque vous êtes santé.gouv les victimes de la NF qui viennent ici ainsi que leurs avocats attendent avec impatience que vous disiez ce que vous pensez des 2 problèmes que j’ai soulevés et rappelés dans mes commentaires du 26 juin, 16h24 et 16h53. Avez-vous une critique à formuler ? Nous attendons tous pour nous convaincre avec des critiques consistantes sur ces 2 points que vous n’aviez pas cherché à faire diversion.
Evidemment je n’en croyais rien quand j’écrivais que scrupulus avait certainement raison sur le point que les 184489 « interrompus » étaient constitués non seulement de NF 2017 qui avaient interrompu la NF mais aussi d’autant de AF 2016 ayant également interrompu la AF.
C’était purement tactique pour qu’il abandonne ce créneau afin de l’obliger à commenter autre chose…
En fait il y a une impossibilité numérique à ce qu’il affirme comme je lui disais dans un précédent commentaire mais il n’a pas voulu relever :
« Comparés aux patients du groupe AF, les patients du groupe NF étaient significativement plus souvent passés à une autre spécialité (18,2% vs. 1,2%, p<0,0001) et avaient plus souvent eu un arrêt des délivrances en France (1,9% vs. 1,4%, p<0,0001) au cours du suivi."
Donc 18,2%+1,9%=20,1% pour 2017, soit 208540 patients contre 1,2%+1,4%=2,6% pour 2016 soit moins de 27000 patients. C'est clair, Il sera donc numériquement impossible d'en avoir 184489 !!!
Même en admettant que ces pourcentages s'appliqueraient à un échantillon initial plus important (et il est exact qu'ils ont procédé ainsi), il faudrait qu'il dépasse 7 millions de patients pour cela. Scrupulus, fonctionnaire du ministère, n'a pas répondu à cette impossibilité numérique que je lui avais mis sous le nez.
C'est comme au foot, quand le défenseur coure moins vite et joue moins bien avec le ballon que l'attaquant, il est souvent conduit à attaquer le joueur plutôt que le ballon qui lui échappe, ça peut faire carton rouge !
Les adresses mails du type sante.gouv sont précédées du nom de la personne, ce qui veut dire que Vincent connait son nom. Les fonctionnaires du ministère ont en principe un devoir de réserve qui leur demande de ne pas intervenir ainsi. Il mériterait aussi un carton rouge de la part de son ministère. En tout cas ses derniers propos ne sont pas très honorables, ni pour lui ni pour ce qu'il représente de par sa fonction, c'est à dire l'Etat. C'est pourquoi il devrait être sanctionné par son ministère mais il semble qu'il y ait des valeurs qui se perdent aujourd'hui. Je suggère que l'AIMSIB signale son comportement à son ministère
Voilà j’ai retrouvé les nombres absolus de patients ayant abandonné la NF ou l’AF en 2016. Ils sont dans le tableau 6 page 28 pour 1 037 553 :
Poursuite de la spécialité délivrée à l’inclusion,
AF 2016 : 877 284 ; NF 2017 : 738 995 écart très significatif p<0,0001 donné par le rapport.
Changement de spécialité,
AF 2016 : 10621 ; NF 2017 : 168690 p<0,0001
Arrêt des délivrances en France,
AF 2016 : 13059 ; NF 2017 17200
On peut donc constater que 10621+13059=23680 qui est le nombre de cas 2016 classés "ayant interrompu" et que selon scrupulus il y en aurait eu au moins 184489 !!!!!
Maintenant, c'que j'en dis, ce n'est que du bla bla … à moins que ce soit le rapport ANSM qui soit du bla bla, le ministère ayant des données complètement différentes ?
L'ANSM est en effet une agence indépendante du ministère, la seule qui peut prendre des décisions comme la suspension immédiate d'un produit sans en référer au ministère comme par exemple le vaccin DTP le 12 juin 2008.
Scrupulus, vous devez avoir raison à cause de votre endoctrinement, de vos conflits d’intérêts ou autres.
Avec Levothyrox, en gros, il ne s’est rien passé, les effets secondaires n’existent pas, ce sont les réseaux sociaux qui ont amplifié le phénomène. Et si une vedette s’y met, elle aussi, c’est le sommet. Circulez, il n’y a rien à voir. Vous prenez vraiment les gens pour des cons. Merci pour eux.
En réalité, je ne vais pas discuter sur les chiffres, je n’y connais rien en statistiques. Donc rassurez-vous sur ce point.
Je ne suis même pas « utilisateur » de Lévothyrox, ni L-Thyroxine en Belgique, ni d’aucun autre médicament à 72 ans et j’en suis très heureux.
Mais, je viens de sortir d’une expérience douloureuse avec mon épouse et je peux vous dire qu’un observateur attentif peut voir les effets secondaires des médocs sur les personnes qui les prennent. Là aussi, les médecins ne vous croient pas. Même s’ils sont écrits noir sur blanc sur la notice.
J’ai eu l’impression, même la certitude que les médecins ne tiennent pas compte des effets secondaires, que ce qui compte c’est le bénéfice-risque uniquement en ignorant que chaque personne est différente.
De plus sur la notice du médicament sont notés les effets secondaires possibles. (il ne faut surtout pas s’effrayer, consommer seulement). A mon avis, ces effets sont relevés avant la mise sur le marché du médoc. Après, la pharmacovigilance n’est pas efficace. Ou bien les médecins n’en tiennent pas compte ; ou bien ayant le nez dans le guidon, ils n’ont pas le temps ; ou bien ils savent qu’en envoyant à qui de droit, le document reste bien au chaud dans un tiroir.
Il y a donc pour moi, plus qu’une personne /1000 qui souffre du médoc lui-même.
Si vous saviez comme je suis d’accord avec Mr De Lorgeril à propos des statines. Véritable scandale qui peut-être un jour pètera à la figure des gens responsables (mais bien à l’abri aussi comme d’hab)
Et s’il y a des effets secondaires (douleurs musculaires par ex.), ce n’est pas bien grave, il y a un autre médoc pour contrer ces effets. Et si le médecin ne se rend compte de rien, lui aussi est bien endoctriné.
Rassurez-vous aussi, je ne suis pas contre la médecine ; nous en avons besoin mais de grâce, il serait temps d’en observer les dérives.
Il m’est venu une comparaison qui vaut ce qu’elle vaut :
Les cultivateurs ont beaucoup produit ces 30 ou 40 dernières années en utilisant beaucoup d’engrais, d’herbicides, de pesticides. Ils ont pollué les sols et les ont rendus stériles pour un temps. La médecine est occupée à agir de la même façon mais sur les personnes.
Coup de gueule après le décès de mon épouse. Cause : hépatite médicamenteuse bien reconnue, 10 ans plus tard par les médecins.
Revenons aux choses consistantes présentées dans l’article que j’ai écrit. Elles concernent les 10 tests très significatifs présentés par les auteurs et qui concernent ceux qui avaient interrompu la NF d’une façon ou d’une autre. Les calculs ont été brièvement commentés par les auteurs qui, tout en reconnaissant le caractère significatif des résultats, les considèrent comme « modérés » en raison sans doute du fait que les ratios paraissent très proches de 1 comme par exemples 1,12 ; 1,13 ; 1,08 …
J’ai montré et c’est INDISCUTABLE, qu’en raison d’échantillons de grandes tailles, l’unité de mesure, l’écart-type, est très petite ce qui fait qu’un ratio de 1,08 comme celui associé à « autres spécialités » est à une distance très importante de plus de 10 écarts-type de 1 et ce même en prenant toutes les précautions numériques sur les arrondis comme je l’ai expliqué dans l’annexe.
Il faut savoir qu’une distance de 1,96 écart-type suffit pour être classé significative et qu’une distance de 4 écarts-type correspond à une probabilité largement inférieure à 1 sur 10000 d’obtenir une distance au moins aussi importante par le seul fait du hasard. J’ai donné une table de correspondance dans l’annexe.
Force est de constater que les commentaires des auteurs sur les signaux obtenus, non par les auteurs mais par le logiciel, concernant ceux qui avaient abandonné la NF au cours de l’année 2017, sont pour le moins inadaptés par rapport à la très grande force de ces signaux. Ils se sont sans doute laissé abusés par les faibles valeurs des ratios en les appréciant « à vue ». Mais ces choses là ne s’apprécient pas « à vue », il faudrait quand même que les auteurs et les commentateurs « autorisés » de ces études commencent à le comprendre. Ce serait plus utile que les promenades en bateau que certains voudraient imposer ici…
Par ailleurs, chacun est bien obligé de constater que les groupes globaux ‘’2016’’ et ‘’2017’’ de 1 037 553 se scindent chacun en 3 groupes disjoints de 731104 patients d’une part ; de 184489 patients d’autre part et des groupes complémentaires du cumul de ces 2 groupes qui contiennent 121960 patients. Indépendamment de la façon dont ces groupes ont été constitués, on constate, comme je l’ai décrit dans mon commentaire du 25 juin 22h40, que pour les nombres d’utilisateurs de corticoïdes ou d’histamine, il y a eu dans ce groupe »complémentaire » : ‘’2016’’ : 18665 ; ‘’2017’’ : 16496. L’écart est très significatif en faveur du groupe NF 2017, c’est clair « à vue » et des calculs le confirment.
Or, c’est l’inverse pour les groupes des « NF interrompues » (excédent très significatif en 2017) et même pour le groupe des « NF non interrompues » puisque pour lui on est à la limite du signal statistique. On arrive ainsi à 2 constatations, je dis bien constatation et ce indépendamment de la façon dont ces groupes ont été construits et indépendamment de toute interprétation :
1- Les groupes ‘’2016’’ et ‘’2017’’ regroupant les groupes désignés par « NF non interrompue » et « NF interrompue » et qui comportent 915593 personnes donnent pour 2016 146171 utilisateurs contre 152017 pour 2017, ce qui donne une différence des plus significative entre 2016 et 2017.
2- Par contre les groupes complémentaires de 121960 patients sont orientés de manière tout aussi significative mais en sens inverse, les »2017 » ayant beaucoup moins fait appel à ces médicaments que les »2016 ».
C’est un fait statistique. Je n’ai pas d’explications à ce phénomène mais il serait intéressant d’en chercher la raison. Pour cela il faudrait au moins savoir comment ces groupes complémentaires ont été construits. Quand j’écrivais qu’il en manquait 121960, c’était une constatation numérique évidente mais complètement neutre. Je n’ai jamais voulu dire qu’il s’agissait d’une anomalie. Il n’y a pour moi aucune querelle de chiffres. Ce ne sont pas les ‘’explications’’ de scrupulus qui vont nous éclairer sur la constitution de ce groupe et encore moins sur les raisons médicales qui pourraient être à l’origine du constat numérique qu’on est bien obligé de faire.
Pour le moment, je n’ai pas eu le temps d’explorer les autres rubriques que celle des corticoïdes en faisant les mêmes calculs. Mais je m’interroge: puisque scrupulus semble être au parfum de ce rapport, selon la révélation faite par Vincent, ces groupes »complémentaires » de 121960 personnes pour 2016 et 2017 seraient-ils si importants pour provoquer une telle réaction ?
Ce que j’ai montré sur les signaux extrêmement forts relatifs aux « NF interrompues » ne permet pas d’expliquer pourquoi et comment les résultats globaux apparaissent plutôt en faveur des NF.
Sur ce premier exemple, on constate que le signal sur une consommation plus élevé de corticoïdes ou antihistaminiques en 2017 qu’en 2016 se renforce quand on retire ces groupes complémentaires.
QUESTION : quelle est le rôle joué par ces groupes »complémentaires » pour les autres critères retenus ? Je vais essayer de regarder cela.
Quand j’avais observé l’existence de ce que je nomme maintenant groupe »complémentaire », c’était juste en passant comme ça, je n’y avais pas accordé une importance particulière. Mais la réaction disproportionnée, décalée et insistante de scrupulus commence à me mettre la puce à l’oreille. C’est peut-être là la clé de cette neutralisation favorable à la NF ?
Quoi qu’il en soit, les orientations très fortement opposées des groupes »complémentaires » avec les groupes de 915593 patients interdisent qu’on en fasse le cumul. Si une pièce de 1€ est fortement déséquilibrée côté pile et une pièce de 2€ déséquilibrée côté face on ne doit pas cumuler les résultats sous peine de créer des situations type paradoxe de Simpson. Or ici c’est le cas et très fortement, au moins pour les médicaments étudiés ici.
Je peux donc être très formel : pour ces médicaments on pouvait tester sur les 915593 patients mais en aucun cas sur les 1 037 553. Il est fort probable qu’il en ira de même pour d’autres rubriques.
Merci infiniment de vous saisir de ces « saisissants contre-sens » et autres contre-vérités dont celle-ci a retenu mon attention :
La sous-population 2017 (1,2 million de sujets) compte 275000 sujets sans AF entre avril et juin 2016. Peut-on en déduire qu’à la date d’inclusion dans l’étude, 22% d’entre eux ont débuté leur traitement depuis moins de 9 mois? D’emblée, « l’extrapolation de ces chiffres à l’ensemble de la population traitée en France » serait hasardeuse.
En outre dans ce cas, l’appariement individuel (≤1 an) offre 3 mois d’ancienneté supplémentaires aux sujets 2016 pour doser leur traitement. Ainsi leur équilibre thyroïdien pourrait impliquer moins de dosages TSH au cours du suivi et expliquer leur augmentation (+31%) chez les sujets 2017 autrement que par la seule « recommandation faite aux professionnels de santé » dont se targue l’ansm.
Ici, le nombre de « patients ayant eu au moins 1 dosage de TSH » et « le nombre de dosages de TSH, moyenne (écart-type) » au cours du suivi sont-ils pertinents ? « Surveiller l’équilibre thyroïdien chez certaines catégories de patients lors du changement de formule » n’est-ce pas plutôt avoir recours au dosage individuel de TSH dans les 3 mois suivants ?
« Les résultats ne mettent pas en évidence d’arrêts de travail d’au moins 7 jours » C’est une des affirmations du rapport ANSM.
Malgré la chaleur j’ai regardé les arrêts de travail d’au moins 7 jours chez les moins de 65 ans. Les données sont dans le rapport ANSM page 33, tableau 8 et page 85 tableau 11B de l’annexe 11.
Groupe total 2016 : 580 806 patients dont 40 373 avec arrêts
Groupe total 2017 : 579 661 patients dont 41 966 avec arrêts
Ratio : 1,01 ; IC [1,01 1,04] Significatif. Distance d’au moins 2,46 écarts-type. Ecart modéré
Groupe »non interrompu » : 411084 patients
en 2016 : 28 827 avec arrêts ; En 2017 : 29 224 avec arrêts
R=1,01 IC [ 0,99 1,02] non significatif ; distance entre 1 et R : 0,975 écart-type
Groupe »interrompu » : 98 515 patients
En 2016 : 6 756 arrêts ; en 2017 : 7 903
R= 1,11 IC [1,08 1,15] Très significatif. Distance : 7,46 écarts-type à l’avantage très fort des »2016 ».
Cumul de ces 2 groupes : 411 084+98 515= 509 599 patients
En 2016 : 28827+6756=35503 arrêts 6,97 %; en 2017 : 29224+7903=37127 arrêts 7,28 % Très significatif (mes calculs)
Groupe complémentaire :
En 2016 : 580 806-509 599= 71 207 patients avec 40 373-35503=4870 arrêts 6,839 %
En 2017 : 579 661-509 599=70 062 patients avec 41966-37127=4839 arrêts 6,907 % Non significatif.
Constat : les groupes globaux sont les cumuls des groupes ‘’non interrompus’’, ‘’interrompus’’ et ‘’complémentaires’’. Le premier n’est pas du tout significatif ; le second est très fortement significatif en faveur des ‘’2016’’ : le troisième n’est pas du tout significatif, c’est pratiquement équilibré entre les ‘’2016’’ et les ‘’2017’’.
Pour les groupes totaux l’écart est modérément significatif. Il est clair que c’est l’action des groupes »interrompus » qui se fait encore sentir malgré les cumuls de groupes non significatifs dont les plus nombreux et qui atténuent le signal très fort venant des »interrompus ».
Cette analyse confirme une fois de plus qu’il faut beaucoup se méfier des résultats globaux. Il est clair que le résultat global pourrait fort bien cesser d’être significatif avec des nombres un peu différents et cela se produit sans doute pour d’autres critères. Tout cela est long à faire et de plus il y a visiblement des erreurs matériels sur les nombres comme avec les hypertenseurs où les valeurs 2016 et 2017 ont sans doute été inversées.
Je vous remercie de votre courage et motivation :
Toutes les grandes entreprises automobiles dans le monde ont été obligées depuis longtemps d’embaucher de nombreux experts en Statistiques, et d’y former tout leur personnel, à l’exemple de Toyota, pour passer d’une culture des Opinions, à une culture des Faits, et continuer ainsi à exister face à la concurrence en prenant des décisions plus justes. C’est ce qu’on a appelé la Culture Qualité : la Qualité des produits au sens large dépend de la Qualité de la Pensée.
Nous sommes ici dans un domaine qui en a terriblement besoin.
Au passage, je voudrai témoigner que je fais partie de ceux qui ont rapidement abandonné le Levothyrox,
Une hypothyroïdie d’Hashimoto sévère jugée incurable (TSH à 250) a été complètement traitée il y a 10 ans avec des thérapies uniquement naturelles, en particulier avec simplement de l’eau (Kangen). Mais j’ai aussi payé une amende pour avoir écrit.
@ Avi,
« une amende pour avoir écrit. »
Vous insinueriez qu’il y aurait une police de la bienpensance dans notre république, dans nos ministères?
Merci Bernard pour ce travail de romain que tu t’infliges au nom de la manifestation de la vérité.
L’aimsib se trouve actuellement perturbée (modérément, disons agacée) par quelques professionnels du désordre en ligne. Nous avons donc vu passer un scrupulus qui nous écrit toujours et qui se plaint d’avoir été discriminé et injustement privé de la parole. Un autre (ou le même, allez savoir) tente frénétiquement de déstabiliser Emma sur son article encore ouvert à commentaire.
Notre scrupulus s’est prétendu sante.gouv.fr mais son IP pointe à Oslo, pendant que l’agitateur d’Emma s’est offert une fausse adresse en passant par SharkLasers.com.
Bref. Chez nous la règle est simple, les pseudos sont parfaitement autorisés mais les insultes, les commentaires déplacés ou les agressions verbales ne le seront absolument jamais.
« Discours Anti-vaxx » la nouvelle insulte à la mode génèrera immédiatement un arrêt de parution de son auteur de la même manière que les plus anciennes formules du type musiques de nègres, littérature juive, sport de pédé, thèse communiste et autres joyeusetés de l’inintelligence triomphante ont déjà été impitoyablement censurés sur tous les sites sérieux.
Nous nous réunissons ici pour nourrir notre passion pour la médecine et la biologie, ainsi que pour manifester notre attachement profond à un système de soins qui montre hélas tous les jours sa parfaite incohérence. Donc nous voulons qu’il s’améliore au plus vite.
Nous sommes conscient de la gêne que nous créons chez ceux qui s’en satisfont, ils ont bien le droit de contre-attaquer et nous… de nous défendre.
Ne soyons pas naïf, scrupulus et consorts peuvent réapparaître sur notre site dans une minute sous un pseudo et une adresse différente, alors je redis: les désaccords sont autorisés et même recherchés, les discours véhéments, discourtois ou simplement impolis ne trouveront jamais de place dans nos blogs.
Alors adieu ou à tout à l’heure scrupulus…
Pour ce qui est des adresses IP faut pas trop s’y fier car il y a des virtuoses dans ce domaine. Ainsi, il y a quelques années le dénommé IR (initiative rationnelle) avait envoyé sur mon blog une bonne trentaine de fois le même message de 2 lignes et ce en 20 mn environ. Mais le plus étonnant pour nous était qu’ils venaient tous de pays aussi éloignés que l’Allemagne, la Russie, l’Ukraine, le Japon, le Brésil etc et tous entre 6h20 du matin et 6h40 environ. Tous venaient d’un ordinateur doté des mêmes caractéristiques et IR a d’ailleurs confirmé que c’était bien lui… J’ai tout fermé pour protester contre ce genre de procédés.
Une adresse sante.gouv.fr est précédée du nom et prénom réels de l’auteur. C’est un moyen pour s’assurer s’il s’agit d’une usurpation d’adresse ou non. Ce serait grave quand même d’utiliser sante.gouv.fr sans en être autorisé.
Pour scrupulus puisqu’il lit toujours les commentaires : les données des groupes »interrompus » et « non interrompus » ont été présentées dans l’annexe 11 du rapport, aux dernières pages 85-87 et ce sans aucune explication sur leur construction. On peut dire un certain nombre de choses même en ignorant celle-ci. J’ai parfaitement le droit de ne pas savoir comment ils ont été construits puisque le rapport est lacunaire à ce sujet. J’essaie de le comprendre en regroupant des données disparates mais le plus important est de mettre le doigt sur leur fonctionnalité.
Il est par exemple tout à fait surprenant que pour l’usage des corticoïdes, ce que j’appelle le groupe »complémentaire » fonctionne à l’opposé des 2 autres avec très significativement beaucoup plus de consommation de corticoïdes en 2016 qu’en 2017 alors que c’est l’inverse exact pour les 2 autres. Il serait évidemment intéressant de savoir comment il a été construit pour peut-être comprendre ce fait médical surprenant.Il est de ce fait interdit de regrouper ce groupe avec les 2 autres. C’est pourtant ce que les auteurs du rapport ont fait.
Si scrupulus veut et peut coopérer loyalement pour nous aider à chercher cela, je n’y vois aucun inconvénient, il sera le bienvenu. Si c’est pour faire du détournement d’attention en tentant de nous contraindre à répondre à des questions sans intérêt ce n’est pas la peine. Une bonne recherche demande une certaine sérénité. J’ai toujours gardé foi en l’être humain quel qu’il soit.
Je rappelle aussi que j’ai mis en évidence que le fameux signal sur les observants au calendrier vaccinal qui avait fait beaucoup de bruit à partir de fin septembre 2008 n’existe pas en réalité. Ce qui démontre que je ne suis pas un anti … mais quelqu’un qui cherche le vrai et qui dit ce qu’il trouve.
Voir mon article
http://questionvaccins.canalblog.com/archives/2018/02/07/36121962.html
Et aussi, un article connexe :
http://questionvaccins.canalblog.com/archives/2018/01/14/36048343.html
Il existe un mode de navigation sur le web qui utilise un réseau nommé TOR (les médias adorent appeler ça le « darkweb »).
C’est un réseau qui permet d’obtenir un « point de sortie » aléatoire n’importe où dans le monde (il est possible de « définir une nouvelle identité » à tout moment) auquel on peut accéder avec un navigateur spécial (Tor Browser) ou sur mobile avec Orfox (version modifiée de Mozilla Firefox) + Orbot (pour accéder à TOR).
C’est aussi un réseau qui permet de contourner la censure.
Puisqu’il y a de plus en plus d’appels à la censure des « antivax » (démonétisation des vidéos sur YouTube, censure sur Facebook /Pinterest / Instagram / peut-être Twitter, au niveau des sites de financements participatifs, au niveau du moteur de recherche interne de Amazon ou de la FNAC etc …) j’invite tous ceux qui s’impliquent dans la lutte contre la politique vaccinale à se préparer à la censure. Il faut s’informer sur les moyens techniques « alternatifs » permettant de diffuser l’information et de contrer une éventuelle manipulation de l’espace des noms de domaines par le gouvernement.
Les mots clefs sont : TOR (The Onion Router ou « routage en oignon »), Protonmail (boite mail chiffrée localisée en Suisse, cad hors de la juridication de l’UE), les réseaux sociaux Diaspora* et Mastodon, clefs usb Tails, Tor Browser, Orbot, Orfox, Duck Duck Go, Ixquick …etc
La censure des « contestataires » de tous poils pourrait arriver très vite via les moteurs de recherche ou avec des accès à des sites bloqués directement par le ministère de l’intérieur (avec une main rouge, un panneau sens interdit…).
Je ne vois pas comment, avec l’excitation politique qui se développe autour des fakes news (avec des attaques récurrentes contre le pseudonymat et contre les réseaux sociaux) et des antivax qui feraient revenir les maladies, une future loi pourrait NE PAS élargir la censure.
Ce gouvernement a une authentique sympathie pour la dictature. Pour lui, la « science » et les « experts » doivent gouverner la vie des citoyens jusque dans sa dimension la plus INTIME (et les obligations vaccinales sont un symptôme de cette volonté). Ce gouvernement passe en force sur TOUS les sujets. Leur porte est toujours ouverte à la discussion avec les citoyens… y compris celle des chiottes.
Marc Girard s’était déjà inquiété du référencement de son site par les moteurs de recherche :
http://www.rolandsimion.org/spip.php?article384
Quand un site web fait des recoupement de données personnelles (email, IP) pour trouver l’identité de ses visiteur, c’est un détournement de fichier (détournement de finalité), sanctionné par la CNIL. TOR les empêchent de faire ça. Moi je m’en sert souvent, c’est une précaution.
Quand j’ai vu passer sur mon blog plus de 30 fois le même commentaires en provenance des 4 coins de la Terre, je n’avais pas pensé qu’il s’agissait d’une protection personnelle !!!
Quand on se permet d’utiliser une adresse sante.gouv.fr qui est l’adresse professionnelle réservée à ceux qui travaillent au ministère de la Santé, je n’avais pas réalisé qu’il fallait comprendre cela comme une protection personnelle. Je doute que TOR propose ce genre d’adresse à ces utilisateurs et si cela se produisait il serait évidemment de leur devoir de ne pas l’utiliser et d’en demander une autre qui viendra d’Oslo ou de Sydney.
Comme si ceux qui viennent à visage découvert n’avaient pas aussi besoin de se protéger et d’abord, pour moi, de protéger les faits que je découvre et qui pourraient aider les victimes et leurs avocats pour le prochain épisode judiciaire.
M. Guenebaud TOR n’est pas un service mail ou autre c’est un réseau. Je vois des « Notre scrupulus s’est prétendu sante.gouv.fr » mais j’ai bien tout relu et non c’est faut. Quelqu’un d’autre qui l’a dit sans son consentement et le doxxing est interdit en France.
Doxxing selon wikipedia : « Le doxxing, ou doxing, est une pratique consistant à rechercher et à divulguer sur l’Internet des informations sur l’identité et la vie privée d’un individu dans le dessein de lui nuire »
Je ne suis pas chargé de défendre l’initiative de l’Aimsib sur le fait qu’elle ait révélé que scrupulus avait pu utiliser sante.gouv.fr mais, ayant moi-même un blog qui avait eu à subir d’étranges manoeuvres, je m’intéresse un peu, de très loin quand même, à cet aspect des choses. Je ne vois pas qu’il y ait eu la moindre tentative pour rechercher l’identité de scrupulus qui reste et restera anonyme tant qu’il le désirera. De plus, l’adresse complète, qui est transitoire si j’ai bien compris, n’a pas été révélée.
Par contre, ce qui est CERTAINEMENT INTERDIT, c’est de faire usage d’un type d’adresse strictement réservé aux fonctionnaires du ministère de la santé. Pendant un moment, je me suis laissé abuser, croyant qu’il s’agissait réellement d’un expert du ministère !!! C’est vous dire si je suis naïf ! Oui, naïf car j’ai encore la conscience morale issue de l’ancien temps ou l’on avait encore le respect de l’Etat et des Institutions mais aujourd’hui d’autres « valeurs » tentent de s’imposer et l’Etat lui-même ne se respecte plus …
J’avais d’ailleurs écrit que le « devoir de réserve » interdisait à un tel expert de venir polémiquer ainsi. Aucun expert du ministère n’a franchi cette barrière interdite et il était effectivement nécessaire que cela fut précisé mais je n’en crois toujours pas mes yeux qu’une telle action ait pu être commise. Mais le fautif est anonyme et, pour ma part, j’ai autre chose à faire que de chercher à découvrir son identité qui n’aurait pour moi aucun intérêt.
Il y a en effet d’autres choses plus intéressantes à dire sur ce rapport de l’ANSM et j’y viendrai.
Lui n’a jamais dit qui il était ou pour qui il travaillait. Vous dites le 27 juin qu’il faudrait le dénoncé à son ministère pour qu’il soit sanctionné puisque qu’on connait son nom et ça c’est du doxxing. « Une fois les informations rendues publiques, une vindicte populaire peut s’abattre sur la personne ciblée. Dans le cas où la personne ciblée a commis des actes illégaux, elle peut être dénoncée à la police. Dans certains cas extrêmes, cela peut avoir des conséquences très sérieuses comme la perte d’un emploi ou des difficultés familiales. » Je n’ai pas aimé la violence de certaines interventions dont la votre M. Guenebaud ou la sienne ou qu’il n’ait pas pu continuer à vous répondre sur le fond. Je me suis exprimé, je ne revindrai plus sur ce sujet.
« ce qui est CERTAINEMENT INTERDIT, c’est de faire usage d’un type d’adresse strictement réservé aux fonctionnaires du ministère de la santé »
Vous savez qui il est, puisque vous savez ce qu’il n’a pas le droit de faire et donc c’est un détournement de fichier ou vous ne savez pas ce qui est interdit pour lui puisque vous ne savez pas qui est cette personne ?
Cet article attend les réflexions en rapport avec le sujet du Levothyrox, si Dr Matt lui aussi veut choisir un autre thème il va devoir aller s’exprimer sur un autre blog…
Je vous réponds quand même dr Matt, j’ai écrit cela quand je croyais, dans ma grande naïveté, qu’il s’agissait effectivement d’un fonctionnaire du ministère comme je l’ai dit dans mon précédent commentaire car alors il intervient avec son nom réel, du moins au niveau de l’adresse mail que je ne connais pas.
Mais puisque ce n’est pas le cas, tout cela n’est pas valable. Je crois que vous avez du mal à suivre et vous concluez n’importe quoi en mélangeant tout. Je ne pouvais vraiment pas imaginer que l’on puisse oser utiliser sante.gouv.fr alors qu’on ne travaille pas au ministère de la santé mais si cela avait été le cas, alors oui ce fonctionnaire n’aurait pas respecté son devoir de réserve mais aucun ne s’est risqué à faire cela. Donc pas de problème de ce côté.
Il n’y a aucune violence de ma part, mais il y a la demande que soient respectées certaines règles élémentaires dont visiblement vous voudriez que vous et d’autres puissent s’affranchir à volonté. Franchement je ne sais pas à quel jeu vous jouez mais ce n’est pas des plus lumineux.
(Bien sûr que si c’est lumineux cher Bernard, pour qui sait discerner la lumière sombre spontanément émise par ces messieurs-dames)
Je rappelle que cet article traite d’hypothyroïdie et de modalités thérapeutiques probablement inadaptées, possiblement prévisibles dans leurs échecs et notoirement mal démontrées sur les plans statistiques et mathématiques…
Faut-il s’étonner de rencontrer des « scrupulus » sans foi ni loi sur ce site ou sur le BlogInfo du dr. MdL lorsqu’on voit ça :
http://www.msn.com/fr-fr/actualite/france/les-cartes-bancaires-vol%c3%a9es-le-nouvel-eldorado-des-coll%c3%a9giens-en-trottinettes/ar-AADz9f5?li=BBoJvSH
Je mets ce contradicteur rémunéré au même niveau que ces charmants ados, pas plus de SRUPULES;
Cela fait plusieurs années que je rencontre ce genre d’action. Ils procèdent souvent ainsi : ils se présentent comme des experts qui ont tout compris, qui savent tout. Ils prennent un truc qu’ils vont mouliner indéfiniment. Ce truc, s’il n’y en a pas, ils le créent de toute pièce et c’est le cas ici. On pourrait analyser le processus en détail pour apprendre à mieux se protéger :
dans l’article j’avais fait le constat que 731 104+184 489 ça ne faisait pas le total 1037553 et qu’il en manquait 121 960. Eh bien, même sur ce point, j’ai tort !!!!!!!
Oui j’ai tort car il écrivait : « Ben non. Dans le tableau il y a le même nombre total AF et NF pour chacun des deux groupes. »
C’est vrai que ces nombres sont identiques pour chacun des 2 groupes mais ce n’était pas là le problème ! Le problème, que je n’avais pas étudié dans l’article, ce constat strictement numérique étant présenté neutre, est qu’il y a de ce fait un troisième groupe et ce pour l’année 2016 comme pour l’année 2017 et j’ai montré que cela avait beaucoup d’importance avec les corticoïdes par exemple.
Mais plutôt que de voir cela, nous voilà engagé dans la constitution de ces groupes alors que le rapport n’en dit pratiquement rien. Voilà qu’il s’engage à fond dans des devinettes qu’ils présentent comme des certitudes : forcément que ceux qui ont interrompu la NF en 2017 ont été associé à des patients qui avaient fait de même avec la AF en 2016. Il n’en existe aucune preuve mais il l’affirme comme une certitude absolue même s’il existe des données numériques qui ne semblent pas permettre cela quand il s’agit d’en trouver 184 489 et non pas quelques milliers.
Il présente cela comme étant » logique si on veut connaître les consequences de la poursuite ou de l’arrêt avec AF/NF. » alors qu’il serait au moins aussi logique de penser l’inverse puisque ces NF 2017 revenaient à l’AF d’une façon ou d’une autre. Il ne paraissait donc pas indispensable qu’ils aient abandonné l’AF pour constituer une référence valable.
Du moins on pourrait en discuter. Mais non, il n’y a pas d’autre alternative à la réflexion que les affirmations qu’il a choisi de brandir alors il me traite de tous les noms …
Peu m’importe, j’ai eu l’habitude de ce genre de procédés avec IR (initiative rationnelle) avec lequel j’avais tenté d’échanger pendant des mois et des mois. C’était toujours le même procédé et la discussion se terminait toujours de la même façon, comme ici.
Pour moi, ils ne sont que de petits diablotins rouges qui s’agitent pour tenter de nous faire péter un plomb, discréditer le propos et la personne. Aussi, il ne sert pratiquement à rien d’essayer de discuter avec eux, leur objectif n’ayant rien à voir avec la recherche de la vérité.
Je rappelle ce que j’avais entendu aux Secondes Assises du vaccin à l’Institut Pasteur de Paris le 16 mars 2015, par un des directeurs d’un industriel du vaccin : « il nous faudra payer une centaine de jeunes pour aller sur les sites antivaccins » afin de les contrer, d’y faire de l’animation quoi !!!
Bien évidemment que les industriels du vaccin n’ont pas choisi les meilleurs chercheurs pour faire ce genre de travail, si on peut appeler ça un travail mais s’en est un s’ils sont rémunérés, un travail très utile à la collectivité nationale !!! IR n’aimait pas du tout cela quand je lui faisais observer que s’il était ici c’était parce qu’on avait pas voulu de lui dans le secteur de la Recherche… Vu le niveau des ses raisonnements, ce n’est pas étonnant ! Ses chefs étaient lucides !
Ils viennent, se concertent entre-eux, se répartissent les tâches. Ils n’ont pas encore compris qu’en réalité les lecteurs ne sont pas si idiots et qu’en définitive ce sont eux qu’ils décrédibilisent avec leurs méthodes pas très subtiles.
Ce que j’ai écrit ici, ce n’est pas pour me défendre mais pour défendre les faits cachés dans ce rapport et qui seront certainement très utiles aux victimes de la NF.
@ Emilio
Ce gouvernement, comme les précédents, est complétement inféodé à l’Union €uropéenne et applique en bon commis ses résolutions (avis publics qui enjoignent à agir dans un domaine particulier). Pour mieux comprendre la feuille de route de la ministre de la santé :
Résolution du Parlement européen du 19 avril 2018 sur la réticence à la vaccination et la baisse des taux de vaccination en Europe
19. souligne que la perte de confiance de l’opinion publique vis-à-vis des vaccins, …
23. condamne la propagation d’informations non fiables, fallacieuses ou sans caractère scientifique sur la vaccination, … ; invite les États membres et la Commission à prendre des mesures efficaces pour lutter contre la propagation de telles informations trompeuses…
24. insiste sur la nécessité de fournir des informations scientifiquement établies, factuelles et exhaustives aux citoyens ; … afin de neutraliser les informations non fiables, fallacieuses ou sans caractère scientifique au sujet de la vaccination ;
33. invite la Commission à faciliter l’harmonisation et l’alignement des calendriers vaccinaux au sein de l’Union, à favoriser le partage des bonnes pratiques, …, à assurer une couverture vaccinale uniforme dans l’ensemble de l’Europe…
http://www.europarl.europa.eu/doceo/document/TA-8-2018-0188_FR.html?redirect
Que l’ANSM tente de brouiller les cartes au profit du lobby pharma n’est pas nouveau, ce qui est gênant c’est que c’est habituel et grave en terme de Santé Publique, d’où une perte de confiance totale dans ces institutions infiltrées, censées assumer le contrôle qui n’est pas fait. Elle a aussi tapé à côté dans sa réponse récente sur la présence de nanoparticules dans les vaccins. En effet on parle NANOS et non présence de métaux lourds à l’état libre qui n’a rien à voir, mon cher Watson… Le fait-elle exprès ? Est-ce de l’incompétence ou du bidouillage volontaire, probablement les 2, mon cher Watson. On repart donc à l’assaut de la citadelle…
Merci pour cette analyse mathématique de l’étude de pharmaco-épidémiologie. J’ai 2 commentaires.
1/ L’effectif des groupes témoins diabétiques (124 152) n’est-il pas de taille trop petite ? Dans son cour d’épidémiologie, Dr Fontanet (Collège de France) recommande que la taille du groupe témoin soit au moins équivalente à celle du groupe « traité » (jusqu’à X4). Si c’est le cas, toute l’analyse statistique utilisant ce groupe témoin est erronée. Qu’en pensez-vous ?
2/ Certaines variables étudiées me semblent mal définies. Les arrêts de travail chez des malades de moins de 65 ans. On semble ignorer l’existence de retraités plus jeunes, de demandeurs d’emplois et de femmes au foyer. De plus, la définition de la variable est étrange (au moins 1 arrêt de 7 jrs). Pourquoi ne pas étudier le nombre exact de jours d’arrêt. Il y a un biais évident dans cette analyse.
L’étude des consommations médicamenteuses n’est pas pertinente. Pooler des médicaments ayant des mécanismes d’action différents fait perdre de la puissance à l’analyse. Par exemple les béta-bloquants et les diurétiques sont des anti-hypertenseurs utilisés dans d’autres indications thérapeutiques.
@Njama :
Je ne suis pas sûr que définir un échelon politique comme responsable des obligations vaccinales soit pertinent.
Il ne faut pas oublier à quel point l’élargissement fut accueilli dans une indifférence quasi-générale par la population (une « mystérieuse épidémie de mutité chez les lanceurs d’alerte »).
Marc explique que ce projet était en gestation depuis 2009 et la fin de la polémique autour de la campagne de vaccination ratée vs H1N1. Il explique même (mais je ne sais plus où) que ce projet était vraisemblablement dans les tuyaux depuis les années 80… Dans l’intervalle, la comédie autour du Médiator a juste servi à tranquilliser la population, l’amenant à penser que l’éthique allait revenir dans le monde pharmaceutique. Le monde politique est un milieu de faux-culs et de manipulateurs.
Ce projet a été mené à son terme avant tout parce que la société a évoluée vers une acceptation large de ce qui était autrefois inacceptable. Il faut chercher du côté de la dépolitisation, de la perte de valeurs, de compassion, du narcissisme contemporain sans cesse stimulé par le néolibéralisme etc.
Méditez ce texte court que je trouve absolument énorme et qui dit tout sur les déterminants à l’oeuvre derrière l’inflation de mesures POLITIQUES toutes plus inacceptables les unes que les autres…
=> Ce n’est pas un hasard si les réformes de l’enseignement, au cours des dernières décennies, ont systématiquement visé à ruiner les conditions d’une culture générale minimum. Comme illustré jusqu’à la nausée par les 4 millions de couillons qui, en janvier 2015, ont défilé derrière une brochette de minables ou de dictateurs au nom de la « Liberté », le néocapitalisme a besoin, avant tout, de gens qui ne comprennent rien à rien faute de repères utiles, et dont les facultés d’émotion sont mobilisables en lieu et place de leur réflexion. L’attentat de Nice survenant le lendemain même du jour où j’ai écrit ces lignes, on peut prophétiser sans risque qu’avec la même capacité de réflexion critique, les citoyens affolés vont se rallier à une prolongation de l’état d’urgence – dont on a pourtant pu apprécier tout le bien-fondé depuis qu’il a été décrété par un président de la République qui consacre, en seuls frais de coiffeur (et aux frais de la collectivité), plus du double de ce qu’il avait fixé, lors de sa campagne présidentielle, comme le seuil d’une « richesse » justifiant toutes les brutalités fiscales…
Ce que les auteurs nomment « groupe témoin » n’est pas à proprement parlé le groupe de référence qui est le groupe des « 2016 » qui est utilisé comme référence par rapport aux « 2017 » qui ont inauguré la NF. Comme il pouvait y avoir eu pour de multiples raisons des conditions extérieures qui auraient pu créer des situations différentes entre les 2 années et sans liens avec la passage de la AF avec la NF ( canicule par exemple une année et pas l’autre), ils ont effectué une comparaison avec les diabétiques mais seulement de ce point de vue. Je ne sais pas ce que ça vaut.
Se limiter au moins de 65 ans pour les arrêts de travail ne me gène pas en soi. Il n’est pas nécessaire d’avoir tous les arrêts de travail mais de pouvoir faire des comparaisons valables du même critère entre les 2 années 2016 et 2017 et en se restreignant à une partie seulement d’entre-eux, pourvu que ce choix soit pertinent.
La première critique que je ferai sur les données retenues est qu’ils ont mélangé ceux qui prenaient déjà la AF en 2016 pour l’échanger avec la NF en 2017 (plus de 98% des cas) avec ceux qui débutèrent le traitement avec la NF en 2017 et ceux qui prenaient l’AF en 2016 pour l’abandonner en 2017. Il y a là un mélange des genres qui est très contestable. Comme on n’a pas le détail de ces données, on ne peut pas préciser l’effet produit mais on peut, on doit dénoncer cela.
Je rappelle l’anomalie flagrante concernant la consommation de corticoïdes : très significativement excédentaire pour les 2017/2016 dans le groupe des « interrompus » ; à la limite du significatif excédentaire en 2017 pour les « non interrompus » et très significatif excédentaire pour les 2016 pour les 121960 cas du groupe « complémentaire ». C’est plus que surprenant. De fait, le résultat global n’a aucun intérêt, il n’aurait même pas dû être présenté par les auteurs. En pareille situation, on ne regroupe pas car on n’aura plus qu’un seul résultat alors que les 3 sont importants.
Ils n’ont pas étudié les pathologies rencontrées alors qu’elles avaient pourtant été pointées par l’ANSM au cours d’enquêtes. Ils prennent en compte ce qui a été enregistré par les logiciels. mais la réalité ne se réduit pas forcément ainsi.
Voici ce que j’ai trouvé avec les antidépresseurs pour les 3 groupes qui composent le groupe total de 1 037 553 patients (2016 et 2017). J’ai suivi la même démarche que dans mon commentaire du 27 juin 17h03 :
Antidépresseurs
Groupe interrompu : AF:29636 NF 30 086 R=1,04 IC [1,01 1,06] Très significatif côté excédent NF
Non interrompu : AF : 115 855 NF : 120 297 R=1,06 IC [1,05 1,08] Très significatif côté excédent NF
Total des deux : AF : 145 551 15,1 % NF : 150 303 16,42 % Très significatif côté excédent NF selon mes calculs car non traité par les auteurs. Résultat non surprenant !!!
Global ; AF : 164 850 15,89 % NF : 165 556 15,96 % R=1,03 IC [1,02 1,05] Très significatif côté excédent NF.
Groupe Complémentaire : AF : 19299 ; 15,02 % ; NF : 15 253 ; 12,51 % Très significatif côté excédent AF 2016 selon mes calculs car non traité par les auteurs.
Remarque : le rapport indique en fait pour le groupe « interrompu » 30 086 pour l’AF et 29 636 pour la NF, ce qui est incompatible avec un ratio significatif de 1,04 côté excédent NF. Le ratio devrait alors être inférieur à 1 et très significatif côté excédent AF. Il y a sans doute eu une inversion des nombres absolus entre les 2 colonnes.
Cependant, même avec 30 086 en 2016 et 29 636 en 2017, soit un échange de 450 patients, on aurait 18 849 patients en 2016 contre 15 703 en 2017 et l’écart resterait encore très significatif en faveur d’un excédent de cas ayant consommé des antidépresseurs en 2016 par rapport à 2017. Le signal serait seulement un peu moins fort.
CONSTAT : comme pour les corticoïdes et antihistaminiques nous constatons que ce groupe complémentaire comme je l’appelle et que les auteurs ont ignoré, se comporte en opposition avec les 2 autres groupes pour la consommation des antidépresseurs. Il serait évidemment intéressant de savoir les raisons médicales d’une telle inversion et surtout qu’une inversion aussi forte ait pu se produire. Mais le rapport nous laisse dans l’ignorance de la composition de ce groupe.
Au niveau global, on peut dire que plus de 98% des participants en 2016 étaient aussi présents en 2017. On peut supposer, mais je ne l’ai pas encore trouvé explicité, que l’appariement c’est fait tout naturellement avec la même personne en 2016 et 2017 pour ceux pour lesquels c’était possible.
Il aurait été préférable, voire indispensable pour assurer la fiabilité de l’étude, de s’en tenir là. Mais ils ont voulu ajouter des patients 2016 non présents en 2017 et des patients débutant leur traitement en 2017 avec la NF. Un tel mélange pourrait être une cause de perturbations. Elles pourraient être à l’origine des constats que je suis bien obligé de faire pour les corticoïdes comme pour les antidépresseurs ainsi que pour d’autres médicaments.
On voit ainsi que non seulement les auteurs ont été incapables d’interpréter correctement les tests statistiques réalisés par le logiciel mais que même au niveau de la collecte des données, ce qui n’est pas mon domaine de prédilection, il y a sans doute eu des situations contestables créant une absence d’homogénéité dont on pourrait voir ainsi des effets. Je suis obligé d’en rester à des hypothèses sur ces points.
Votre propos, il me semble, est de nous convaincre qu’il y a dans ce rapport des « écarts significatifs » qui auraient été ignorés. Ce faisant, on a l’impression que vous réinventez la roue. Vous dites significatif, mais vous nous expliquez le concept de « statistiquement significatif », pas du tout ignoré par ce rapport. (Ex, page 34, sur le tableau 11C que vous prenez en exemple: « Les Hazard Ratios de recours à une consultation médicale étaient plus élevés. ») C’est statistiquement significatif, et le rapport ne manque pas de le dire.
Vous dites: « Un calcul montre que cette probabilité est inférieure à 1 sur 1 million ». Quel calcul ? On a l’impression que vous nous dites qu’avec les écart-types, c’est encore plus statistiquement significatif qu’avec l’intervalle de confiance. Dont acte. Et alors ? À partir du moment ou le rapport considère que ces chiffres sont statistiquement significatifs, donc probablement non dus au hasard, quel intérêt pour vous de nous convaincre de la même chose ?
Vous citez le rapport « (les NF) n’ont pas été plus souvent hospitalisés que leurs pairs qui utilisaient l’ancienne formule » et cela semble vous étonner. Pourtant HR 0.94 [0.93-0.95] donne aussi « une probabilité inférieure à 1 sur 100 milliards » non ?
Vous citez le rapport qui dit « dans des proportions qui sont restées modérées » et cela semble vous étonner. Selon vous, une valeur ne peut pas être en même temps statistiquement significative et modérée ? Un HR de 1.05 [1.01-1.09] est modéré. Cela montre une augmentation de 5% (antidépresseurs). Et 5%, c’est modéré. Le signal est fort (« une probabilité inférieure à 1 sur 100 milliards », si vous le dites), mais c’est une augmentation modérée.
Donc quand vous dites juste après « Les auteurs étaient-ils conscients de ce que signifiaient ces résultats ou les auraient-ils interprété en pensant que des HR aussi faibles ne pouvaient pas correspondre à des signaux forts ? », on se rend compte de votre confusion entre la précision des résultats, qui dépend du nombre de participants et les résultats en eux-mêmes.
Vous l’avez dit vous même, en raison du très grand nombre de participants, les résultats de ce rapport sont très significatifs. Cela veut dire qu’ils sont très précis. Ils sont particulièrement dignes de confiance (statistique). C’est pour cela que les intervalles de confiance sont très rapprochés. (À cause du lien direct que vous avez décrit entre l’écart-type et les bornes de l’intervalle de confiance)
Bon, va falloir faire un cours de calculs de probabilités ! Je vais reprendre votre phrase Lumière noire :
« Vous citez le rapport qui dit « dans des proportions qui sont restées modérées » et cela semble vous étonner. Selon vous, une valeur ne peut pas être en même temps statistiquement significative et modérée ? Un HR de 1.05 [1.01-1.09] est modéré. Cela montre une augmentation de 5% (antidépresseurs). Et 5%, c’est modéré. Le signal est fort (« une probabilité inférieure à 1 sur 100 milliards », si vous le dites), mais c’est une augmentation modérée. »
Pour vous, augmentation de 5 % pour passer de 1 à 1,05, c’est bien cela votre calcul sans doute. La problème est que ça ne veut strictement rien dire mais c’est si profondément entré dans les mœurs que je vais avoir du mal à le faire comprendre et pas seulement qu’à vous. C’est l’action de la loi des grands nombre. j’essaie d’expliquer avec des pièces :
100 jets d’une pièce parfaitement équilibrée ont donné 55 piles, soit 55 %. Est-ce que 55 % exprime de manière fiable la distance séparant la moyenne théorique 50 et la valeur observée 55 ? Non ! Il faut aller chercher l’écart-type qui est la racine carrée de la variance donnée par la formule Np(1-p) où N est le nombre de jets et p la probabilité de tomber sur pile. Ici N=100 et p=0,5. La variance vaut donc 25 et l’écart-type 5. On peut dire que 55 est à 1 écart-type de la moyenne théorique 50. Cette distance est tout à fait compatible avec des variations aléatoires, donc 55 est proche de 50.
Si avec 10 000 jets la valeur observée donnait la même proportion de 55 % il faudrait 5500 piles, soit une distance de 500 par rapport à 5000. Mais ici l’écart-type est seulement multiplié par 10 et vaut donc 50. 5500 est donc à la distance de 10 écarts-type ce qui est pratiquement la distance de la Terre à la Lune en probabilités. Pour être à la même distance en nombre d’écarts-type il faut 5050 piles, soit 50,5 % et non 55 %.
De même encore, avec 1 million de jets l’écart-type devient 500 et il faudra 500 500 piles pour être à la même distance qu’avec 55 piles en 100 jets, soit 50,05 %.
CONCLUSION très importante (c’est la loi des grands nombres expliquée pour les nuls) : 55 % de piles en 100 jets correspond à 50,5 % de piles en 10 000 jets qui correspondent à 50,05 % de piles en 1 million de jets.
Conséquence : on m’annonce qu’une expérience a donné 51 % de piles et une autre 55 % Je me crois fondé à penser que pour la première, la pièce a toute chance d’être équilibrée car 51 % c’est pas loin de 50 % mais que par contre avec 55 % de piles il y a une bonne chance qu’elle ne le soit pas. J’ai tout faux car le premier échantillon portait sur 1 million de jets et le second sur 100. Car 51 % sur 1 million, soit 510 000, la distance avec 500 000 est de 20 écarts-type, ce qui est pratiquement la distance de la Terre au soleil !!!
CONCLUSION : il ne faut pas s’occuper des pourcentages, ce que pourtant presque tout le monde fait, y compris les experts (en médecine) dans les études épidémiologiques.
Vouloir apprécier l’importance de la distance entre la valeur théorique 1 d’un ratio et sa valeur observée ‘’à vue’’ comme vous le faites mais comme aussi l’ont fait les auteurs n’a pas plus de valeur que d’apprécier sur des proportions comparées comme je viens de le faire avec des pièces.
QUE FAIRE ? Mettre le ratio à la poubelle comme l’intervalle de confiance pour ne s’intéresser qu’à la probabilité d’obtenir un écart au moins aussi grand que celui observé. On peut plus simplement remplacer cette probabilité par la distance en nombre d’écarts-type entre la valeur observée et la valeur théorique. J’ai donné dans l’annexe un mode de calcul très simple de cette distance à partir du ratio et d’une borne de l’IC, ce qui permet à chacun d’être indépendant.
Je me bats pour cela : au congrès Adelf-Sfsp d’octobre 2017 à Amiens, je faisais une présentation sur ces questions devant 120 épidémiologistes ou assimilés. C’est sur le site du congrès adelf-sfsp.fr/?p=15493 avec le résumé et le diaporama. Dans mon résumé, j’avais écrit que cette probabilité ‘’remplacerait avantageusement l’intervalle de confiance dans les études cas-témoins où il s’avère inutile’’.
Avec le modérateur, on regardait mon résumé avant de commencer. Il me dit être très surpris par cela ! Il sera encore plus surpris quand je présenterai la diapo avec « inutile et nuisible !!! ». Oui c’est sur la diapo, allez voir !
Bien sûr que de ne présenter que l’IC et le ratio (odds ou hazard) est plus que trompeur. L’erreur conceptuelle est de croire que le ratio serait un indicateur alors que ce n’est pas le cas.
Avec l’étude d’Hernan sur la vaccination HB et la SEP il y avait un OR de 3,1 avec IC [1,5 6,4 ]. Nombreux sont ceux qui ont dit, y compris ceux qui contestaient cette vaccination, que cela montrait que les vaccinés avait 3 fois plus de risque pour faire une SEP. Cela ne veut rien dire. Si Hernan avait disposé d’un échantillon nettement plus grand, l’OR aurait eu toutes chances d’être plus faible tout en restant significatif et plus fiable. Contrairement à ce que l’on croit, le ratio ne permet pas de mesurer le sur-risque, pas plus que le pourcentage de piles ne donne une indication fiable.
La seule unité qui compte en proba-stats c’est l’écart-type. Apprécier les ratios ou les proportions c’est choisir 1 comme unité de référence, cela ne vaut rien !
Mon père avait jalonné mes études de ‘’ponts aux ânes’’ c’est à dire les ponts (intellectuels) que les ânes ne franchissent jamais. Il observait si je parvenais à les franchir ou pas … Ce que je viens d’expliquer ici est un ‘’pont aux ânes’’ : l’unité n’est pas 1 mais l’écart-type !
Mais il me falloir combien de temps, combien d’efforts et aussi entendre combien d’injures pour le faire comprendre ? Mais tant pis, il le faut, coûte que coûte !
PS – Inutile de commenter vos autres propos car ils découlent de cette même problématique.
« 51 % c’est pas loin de 50 % mais que par contre avec 55 % de piles il y a une bonne chance qu’elle ne le soit pas. J’ai tout faux car le premier échantillon portait sur 1 million de jets et le second sur 100. »
L’intervalle de confiance devient de plus en plus étroit quand le nombre de jets augmente. 51 % sur 1 million donnerait aussi un intervalle de confiance très serré et on saurait aussi que la pièce n’est pas équilibrée. Qu’est-ce que vous entendez par significatif qui serait différent de « statistiquement significatif » ? Comme je le disais, vous réinventez la roue.
Le calcul de la distance en nombre d’écarts-type que chacun peut faire très facilement à partir d’un ratio et d’un IC. Les tables de la loi normales vous permettent d’y associer une probabilité si cette distance ne dépasse pas 4 écarts-type, les tables publiées étant limitées. Au delà, ça n’a peut-être pas beaucoup d’importance de savoir si c’est 1 sur 1 million ou 1 sur 10 millions. Le tableau de l’annexe était là pour vous donner un aperçu. Je dispose d’un outil de calcul performant qui me permet d’aller loin. Malheureusement, je n’ai pas trouvé l’équivalent sur internet mais ça existe peut-être.
Le calcul est donc la correspondance avec la loi normale centrée réduite.
Mais je ne fais aucune distinction entre significatif et statistiquement significatif. Je veux bien passer du temps à vous répondre avec l’espoir que vous fassiez l’effort de comprendre mais il y a quand même des limites.
Pour raisonner comme vous faites, encore faudrait-il disposer de l’IC ! Je voulais vous montrer qu’on ne peut pas évaluer correctement un pourcentage sans avoir d’autres informations. Vous évoquez l’IC, je voudrais que vous compreniez qu’on pourrait tout aussi bien et beaucoup mieux encore, évoquer la distance entre valeur théorique et observée.
Ne pouvez-vous comprendre que c’est sans intérêt de se demander si cette distance est inférieure ou supérieure à 1,69 écart-type alors qu’on peut la connaitre de façon pratiquement exacte ? Avec le 51% et l’échantillon de 1 million, cette distance est de 20 écarts-type ; avec 55% et l’échantillon de 100, elle est de 1 écart-type. Quand on a ces résultats, on peut mettre l’intervalle de confiance à la poubelle ainsi que des interprétations directes sur les pourcentages, ne croyez-vous pas ?
Mais vous avez été formé d’une certaine façon et je sais bien que c’est toujours difficile de s’en sortir, d’autant plus que l’environnement que vous côtoyez ne s’y prête pas.
Ma réponse au dessus se rapportait à votre 3è commentaire sur le calcul.
« Pour vous, augmentation de 5 % pour passer de 1 à 1,05, c’est bien cela votre calcul sans doute. La problème est que ça ne veut strictement rien dire »
Soyez clair. Il y a bien une augmentation de 5% du risque entre AF et NF. Est-ce que vous niez ce fait ? Vous niez bien l’utilité du Hazard Ratio, pas sa définition ?
Je vous avais répondu dans le commentaire que vous commentez, ce qui laisse supposez que vous l’avez lu. Donc je le reprends :
« QUE FAIRE ? Mettre le ratio à la poubelle comme l’intervalle de confiance pour ne s’intéresser qu’à la probabilité d’obtenir un écart au moins aussi grand que celui observé. On peut plus simplement remplacer cette probabilité par la distance en nombre d’écarts-type entre la valeur observée et la valeur théorique. J’ai donné dans l’annexe un mode de calcul très simple de cette distance à partir du ratio et d’une borne de l’IC, ce qui permet à chacun d’être indépendant.
Je me bats pour cela : au congrès Adelf-Sfsp etc … »
Je le répète donc que les ratios sont des pseudo-indicateurs qui ne permettent pas d’apprécier directement ce qu’on cherche. Quand on procède comme vous faites, mais vous n’êtes pas le seul aussi je ne vous reproche rien, vous jouez sur 2 unités : d’une part vous utilisez l’écart-type comme unité pour savoir si l’écart est significatif (donc si la distance est supérieure à 1,96 écart-type) puis, une fois doté de cette information, vous regardez à vue le ratio pour l’interprétez en prenant cette fois-ci 1 pour unité !
NON !!!!! Si vous voulez appréciez correctement cette distance (entre valeur théorique et observée) vous évaluez cette distance en nombre d’écarts-type.
On pourrait faire les calculs sans passer par le ratio. D’ailleurs pour les faire on est contraint d’en prendre le logarithme qui a pour effet de transformer les divisions en différences. C’est à ce niveau là que les calculs ont été réalisés par le logiciel, ce qui fait que même les auteurs peuvent en ignorer les arcanes pour se contenter des apparences qui sont produites en prenant les exponentielles des nombres obtenus.
Mais le VRAI fil conducteur se situe au niveau des logarithmes. C’est pourquoi vous pouvez, il faudrait, laisser tomber cela. Mais le problème est autant psychologique que technique. Faute de se sentir capable de plonger dans l’eau froide, on préfère s’accrocher à des apparences trompeuses en faisant des digressions dessus.
Je le répète, quand la valeur théorique est connue, on ne s’occupe pas des IC. Si la distance est de 3,2 écarts-type, à quoi cela servirait-il de se demander si elle est inférieure ou supérieure à 1,96 écart-type ?
Je ne sais pas si cela peut vous aider à comprendre mais si de l’échantillon de 1 million on extrayait un échantillon aléatoire de 10 000, ce qu’on a tout à fait le droit de faire, la distance serait multiplié par 10 (au niveau des logarithmes) et cela se retrouve évidemment sur le ratio. Ce qui fait que dire que le risque est accru de 5% par exemple n’a aucun sens.
Ce pourrait être très clair une fois qu’on a admis, à défaut d’avoir compris, qu’en probabilités l’unité n’est pas 1 mais l’écart-type qui varie avec l’échantillon, ce qui fait que nous ne pouvons faire aucune évaluation « à vue ». Prendre un pourcentage, c’est « à vue ».
« PS – Inutile de commenter vos autres propos car ils découlent de cette même problématique. »
Je répète pourtant ma question: Un calcul ? Quel calcul ?
Je peux aussi essayer de répondre à vos interrogations comme :
« Vous dites: « Un calcul montre que cette probabilité est inférieure à 1 sur 1 million ». Quel calcul ? On a l’impression que vous nous dites qu’avec les écart-types, c’est encore plus statistiquement significatif qu’avec l’intervalle de confiance. Dont acte. Et alors ? À partir du moment ou le rapport considère que ces chiffres sont statistiquement significatifs, donc probablement non dus au hasard, quel intérêt pour vous de nous convaincre de la même chose ? »
L’intervalle de confiance à 95 % est construit en ajoutant et en retranchant 1,96 écart-type à la valeur obtenue expérimentalement et qui est ici ln(HR) le logarithme népérien de HR. Ensuite on en prend l’exponentiel pour obtenir les valeurs publiées mais sur lesquelles il n’est pas vraiment possible de travailler alors que l’on fantasme sur leurs valeurs ! En fait elle sont là pour le décor et ne constituent pas directement des objets de travail.
L’important n’est pas de calculer l’IC ici. Cela ne se fait jamais quand on connaît la valeur théorique 1 ou son logarithme 0. Cela se fait quand la valeur théorique n’est pas connue comme pour estimer la moyenne des tailles des individus d’une population. Donc ici, l’IC devrait être sinon proscrit du moins inutilisé.
Quand on a la chance de connaître la valeur théorique du paramètre étudié, on cherche la distance entre cette valeur théorique et sa valeur observée, l’unité étant l’écart-type. Ce n’est pas du tout la même chose de savoir que cette distance est supérieure à 1,96 (seuil de signification) ou qu’elle est de 20 écarts-type. On fixe un seuil de signification comme on fixerait un seuil pour qu’une alarme se déclenche. Elle sonne, on va voir mais c’est peut-être une chauve-souris passée par une gaine de ventilation plutôt qu’un voleur ou l’appareil qui a surchauffé sous la canicule.
Je veux dire que l’existence d’un signal au seuil habituel de 5 % ne doit pas être interprété trop rapidement comme vous le faites pour en déduire qu’il serait inutile de chercher à savoir s’il existerait encore à 1 % par exemple. D’ailleurs il y a des épidémiologistes qui militent pour descendre ce seuil de 5 % à 1 % comme d’autres militent pour que seuls soient reconnus significatifs les ratios au moins égaux à 2, ce qui est complètement ridicule et démontre que ces derniers n’ont strictement rien compris au problème, ce qui n’est pas rassurant vu les responsabilités.
Qu’il y ait une distance de 2 écarts-type ou de 4 écarts-type ce n’est pas du tout la même chose ! Dans mes exemples du commentaire précédent, 51 % est à une distance de 0,2 écart-type pour l’échantillon de 100 et de 20 écarts-type pour un échantillon de 1 million.
La limitation dans laquelle vous (et les autres) vous êtes encore enfermés est uniquement liée historiquement à l’indigence des outils de calculs mais aujourd’hui on ne devrait plus rester ainsi limités. Mais il est très difficile de faire bouger les mœurs. Dans l’annexe, qui est pour moi la partie la plus importante, j’ai indiqué la méthode pour calculer ce nombre d’écarts-type séparant la valeur théorique de la valeur observée avec une calculatrice pour le bac, c’est à dire dotée de la touche ln. Il y a un tout petit nombre d’opérations à faire. Faites-le, essayez-vous à cela plutôt que de vous interroger sur « quel calcul ? ». J’ai donné un tableau de correspondance entre ces nombres et les probabilités. Vous trouverez une table de la loi normale jusqu’à 4 écarts-type sur :
https://www.math.u-bordeaux.fr/~pmagal100p/Licence%203%20SDV%202012/Tables%20Loi%20Normale,%20test%20Z,%20Khi2,%20Student.pdf
Je vous suggère aussi de lire mon article « L’intervalle de confiance, cet inconnu ! »
http://questionvaccins.canalblog.com/archives/2014/01/22/29012325.html
J’ai aussi donné des HR très significatifs en défaveur des ‘’AF 2016’’ et j’en ai même ajouté à ceux donné par les auteurs pour le groupe que je nomme ‘’complémentaire’’ et pour la consommation de certains médicaments. C’est dans mon commentaire du 1er juillet 21h25 juste avant le vôtre. Je n’ai pas de parti-pris, je cherche et je dis ce que je trouve mais je ne veux pas non plus inonder de commentaires et de données numériques.
« Faites-le, essayez-vous à cela plutôt que de vous interroger sur « quel calcul ? ». J’ai donné un tableau de correspondance entre ces nombres et les probabilités »
Donc ce n’est pas « un calcul montre que cette probabilité est inférieure à 1 sur 1 million » qu’il faut dire, mais « vous fournissez tel quel un tableau qui montre une probabilité inférieure à 1 sur 1 million ». Votre méthode en « annexe » utilise des variables qui n’existent pas dans le « petit cours de statistique » ou je pose ma question et votre tableau de correspondance ne montre pas les valeurs qui sont dans le pdf que vous fournissez. Demander « quel calcul » est une question valide.
« Je veux dire que l’existence d’un signal au seuil habituel de 5 % ne doit pas être interprété trop rapidement comme vous le faites »
Selon vous les écart-types disent que le résultat est encore plus statistiquement significatif que ce que dit l’intervalle de confiance. Dont acte. Et alors ? Là ou le rapport dit que c’est statistiquement significatif, vous le dites aussi. Merci. Est-ce qu’il y a des cas dans ce rapport ou votre méthode dit que le résultat est statistiquement significatif alors que l’IC dit qu’il ne l’est pas ? Est-ce qu’il y a des cas ou c’est l’inverse ?
« Je n’ai pas de parti-pris, je cherche et je dis ce que je trouve »
Vous avez dit « AHURISSANT !!! » en citant par exemple « les patients du groupe NF ayant changé de spécialité ou eu un arrêt des délivrances en France au cours du suivi *n’ont pas été plus souvent hospitalisés* (en gras) ». Votre propre méthode confirme ce que dit le rapport: Pas d’augmentation. En quoi est-ce ahurissant ?
Ou est passée ma réponse ? Vous avez écrit plusieurs fois depuis que je l’ai postée.
« Je veux dire que l’existence d’un signal au seuil habituel de 5 % ne doit pas être interprété trop rapidement comme vous le faites »
Selon vous les écart-types disent que le résultat est encore plus statistiquement significatif que ce que dit l’intervalle de confiance. Dont acte. Et alors ? Là ou le rapport dit que c’est statistiquement significatif, vous le dites aussi. Merci. Est-ce qu’il y a des cas dans ce rapport ou votre méthode dit que le résultat est statistiquement significatif alors que l’IC dit qu’il ne l’est pas ? Est-ce qu’il y a des cas ou c’est l’inverse ?
Ecoutez Lumière noire, je ne vais quand même pas répéter indéfiniment la même chose que vous ne semblez pas comprendre. Je n’ai rien inventé sur ces questions.Le principe FONDAMENTAL du test statistique est d’évaluer la distance entre la valeur observée et la valeur théorique quand celle-ci est connue, ce qui est le cas pour la situation qui nous occupe.
Pour cela on calcule l’écart-type ou on l’estime à partir des valeurs observées. Puis on divise la distance entre valeur théorique et observée par l’écart-type qui devient l’unité de mesure.
Si cette distance est faible, ou pourra penser que le hasard peut expliquer la distance constatée. Par contre, si elle est élevée on pourra penser que le hasard ne peut expliquer à lui seul un tel écart. Le principe du test statistique est aussi simple que cela.
Un règle qui contient une part d’arbitraire a été de dire que la distance était significative lorsqu’elle dépassait 1,96 écart-type. Mais le terme significatif ne doit pas abuser. C’est seulement une barrière indiquant qu’il faudrait regarder de plus près la question selon le principe d’une alarme pour les voleurs.
Dans ces conditions, l’IC ne sert à rien car il y a alors une perte d’information : si la distance est de 2,7 écarts-type, l’IC à 95% dira seulement que cette distance est d’au moins 1,96 écart-type alors qu’on peut savoir plus facilement qu’elle est de 2,7.
En conséquence, ceux qui travaillent sérieusement ne s’occupent pas de l’IC dans ces conditions. L’expertise sur des données médicales a choisi de publier seulement l’IC. C’est un très mauvais choix dont vous n’êtes absolument pas responsable.
Une des conséquences malheureuses de ce mauvais choix est que cela conduit à porter des appréciations « à vue » sur la force du signal en évaluant le ratio à sa fantaisie.
Je le redis une dernière fois : on a obtenu 51% de piles et le logiciel renvoie un signal statistique. Qu’en penser ? 51% paraissant proche de 50% on conclut que ce signal est « modéré » comme l’ont fait les auteurs. Mais en réalité la pièce avait été lancée 1 million de fois et l’écart-type vaut 0,05%. La distance entre 50% et 51¨est donc de 20 écarts-type, ce qui est énorme. Donc 51% en pareil cas doit être considéré comme extrêmement éloigné de 50%; Les appréciations « à vue » n’ont AUCUNE valeur. C’est INDISCUTABLE et le ne reviendrai plus sur ce point avec vous.
Comme l’aurait dit mon père, c’est un « pont aux ânes », un pont que les ânes ne peuvent franchir. Mais vous allez le franchir !
Vous pourrez aussi transmettre ceci à scrupulus quand il soutenait sans aucune preuve que pour les 184 489 patients classés « interrompus », cette interruption du traitement s’appliquait non seulement aux NF 2017 mais aussi aux AF 2016 et que cela était des plus logique selon ses affirmations.
Or, page 55 du rapport, on lit et j’avais repris cette phrase dans mon article : « Si la quasi-totalité des patients du groupe AF (plus de 97%) avaient bien poursuivi la spécialité délivrée à l’inclusion pendant tout le suivi, … »
Plus de 97% ça fait moins de 3% d’abandons, or 3% de 1 037 553 ça fait 31 126 abandons tout au plus alors qu’il soutenait qu’il y en avait eu au moins 184 489 …
Quand on en avait discuté, je n’avais pas retrouvé cette phrase mais j’avais avancé des nombres qui allaient exactement dans le même sens et rendaient impossible l’affirmation que scrupulus soutenait mordicus … et sans scrupules !
Alors, s’il-vous-plait et dans votre propre intérêt si vous voulez préserver un tant soit peu de crédibilité ici aux yeux des lecteurs, n’en faites pas trop !
« Mais je ne fais aucune distinction entre significatif et statistiquement significatif. »
Enfin. Merci. Donc quand vous dites « Quand on a accepté cette règle, à défaut de la maîtriser de façon plus technique, on peut alors comprendre qu’un écart qui paraît faible, comme entre 1 et 1,13, pourrait être très significatif », vous parlez de signification statistique. Vous parlez de la probabilité que ce résultat ne soit pas du au hasard. Un résultat non du au hasard, peut être modéré. Significatif et modéré ne sont pas contradictoires. Vous confondez le degré de certitude du résultat et le résultat en lui même.
« Qu’en penser ? 51% paraissant proche de 50% on conclut que ce signal est « modéré » comme l’ont fait les auteurs. »
Quand ce n’est pas modéré, c’est quoi ? Vous ne pouvez pas répondre significatif, puisque « statistiquement significatif » indique si le résultat est le fruit du hasard ou pas.
Donc plus vous étudiez un phénomène (pile ou face) et plus les caractéristiques propres que vous étudiez (55% pile), pourtant indépendantes du nombre de tests, prennent de l’importance ? Pas simplement la précision du résultat, mais bien votre interprétation du résultat ? Une augmentation de 5% des soins ambulatoires, par exemple, serait modérée lorsqu’il s’agit des quelques personnes uniquement mais pas lorsqu’il s’agit de plusieurs milliers ? Les attaques de requin sont en augmentation de 0.001%, augmentation insignifiante sauf si ce chiffre provient d’un sondage de 2 millions de personnes ? Que devient ce pourcentage fixe ensuite ? Il passe de modéré à important, puis inquiétant, puis intolérable ?
J’avais aussi écrit ça, je ne sais pas pourquoi ce message non plus n’apparaît pas.
« Je n’ai pas de parti-pris, je cherche et je dis ce que je trouve »
Vous avez dit « AHURISSANT !!! » en citant par exemple « les patients du groupe NF ayant changé de spécialité ou eu un arrêt des délivrances en France au cours du suivi *n’ont pas été plus souvent hospitalisés* (en gras) ». Votre propre méthode confirme ce que dit le rapport: Pas d’augmentation. En quoi est-ce ahurissant ?
Il suffit d’aller à l’annexe 11 tableau 11A page 85 pour lire :
Hospitalisations par cause
Pathologie de l’appareil cardio-respiratoire Groupe « interrompu »
AF 2016 : 1363 patient ; NF 2017 : 1423 patients
ratio : 1,09 IC 95% [1,01-1,18]
La borne inférieure étant supérieure à 1, le test est significatif. C’est le logiciel de statistiques utilisé par les auteurs qui a produit ce résultat non relevé par les auteurs.
Je n’en avais par parlé dans mon article afin de ne pas allonger mais j’avais prévu de le dire dans les commentaires. MERCI de m’en avoir apporté l’occasion sur un plateau !
Je précise, une fois de plus, que je n’ai pas de méthode personnelle dans ce domaine, j’utilise ce qu’on apprend normalement et qui n’est pas ce que vous avez appris car l’analyse statistique de données médicales n’obéit pas aux normes usuelles et correctes, c’est ainsi. En l’an 2000 un statisticien universitaire me disait avec juste raison : « On devrait interdire aux médecins d’utiliser la statistique, ils font n’importe quoi avec ! » C’est démontré, une fois de plus !
Vous êtes ahuri que le rapport ne mentionne pas un petit sous-groupe (0.8%) et se contente de constater une baisse globale (0,94 [0,92-0,97]). Votre ahurissement ne concerne donc pas les « aberrations dans l’usage des tests statistiques » comme on pourrait le croire en se basant sur ce que vous avez brièvement écrit « afin de ne pas allonger ». C’est noté, merci d’avoir clarifié.
Vous parlez d’une répartition selon la loi normale, ce qui est nouveau, j’ai donc bien fait de vous demander de détailler votre calcul.
Je constate que vous avez fait: Probabilité = 1 – LoiNormale(EcartType). Vous calculez la probabilité de trouver exactement la valeur recherchée. Exactement. Exactement 1,00 écart-type, par exemple.
C’est comme si vous donniez la probabilité de faire exactement 501234 fois pile sur 1 million de tirages à pile ou face. Bien. Et alors ? Difficile d’attribuer ça au hasard, direz vous ? Pas difficile du tout, au contraire. Vous cherchez « la probabilité d’obtenir un écart au moins aussi important que celui observé entre la valeur théorique 1 et la valeur obtenue 1,13 ». Est-ce que c’est ce que vous avez trouvé ? Je ne crois pas. Quelle est la probabilité d’avoir au moins 5 fois pile quand on tire 10 fois à pile ou face ? N’est-ce pas la probabilité d’avoir 5 fois pile + la probabilité d’avoir 6 fois pile, … jusqu’à 10 ? Ce serait une erreur de simplement calculer la probabilité pour 5 fois pile. C’est une erreur de simplement calculer la probabilité pour un écart-type. Il vous faut un intervalle de fluctuation. Il vous faut un seuil. Disons 95 % ? Non, ça ne marche que lorsque la probabilité est connue (pile ou face). Du coup, il vous faut un intervalle de confiance. Il vous faut un seuil. Disons 95 % ?
Cet article attend les réflexions en rapport avec le sujet du Levothyrox, inutile de me parler d’un autre utilisateur que vous avez banni. Invitez-le à revenir et peut-être qu’il vous répondra lui-même. J’ai laissé passer nombre de vos « ponts-aux-anes » et vous passez maintenant aux insinuations. Merci de rester courtois.
J’ai l’impression que votre message en dessous est en réponse à celui-ci. Si c’est le cas, vous avez répondu mais vous n’avez pas lu.
« il y a une correspondance stricte entre « distance en nombre d’écarts-type » et la probabilité recherchée. J’ai donné dans l’annexe une table (insuffisante) »
Vous dites chercher « la probabilité d’obtenir un écart au moins aussi important que celui observé entre la valeur théorique 1 et la valeur obtenue 1,13 ». Au moins. Et vous donnez un tableau avec les probabilités d’obtenir exactement tel écart-type. Exactement.
Probabilité d’obtenir exactement 1,00 écart type: 15,87%
Probabilité d’obtenir un écart au moins aussi important que 1 écart-type: 31,73%
Ecoutez Lumière noire, je veux bien être patient avec vous, j’ai été enseignant et j’ai enseigné calcul des probabilités et statistiques pendant 20 ans dans une université mais il faudrait quand même que vous fassiez l’effort minimal. Vous faites allusion au tableau en annexe que vous traduisez par :
« Au moins. Et vous donnez un tableau avec les probabilités d’obtenir exactement tel écart-type. Exactement.
Probabilité d’obtenir exactement 1,00 écart type: 15,87% »
Non, 15,87% c’est, pour la loi normale centrée réduite que vous connaissez sans doute, la probabilité de dépasser 1, donc entre 1 et + l’infini. Vous avez multiplié ensuite par 2 pour une mesure bilatérale, ce que je n’avais pas fait mais ce n’était peut-être pas clair. En tous cas ce n’était pas pour donner la probabilité d’être exactement à 1 écart-type d’autant plus qu’elle est nulle pour une loi continue ! Seule sa densité ne l’est pas. En continue on ne donne que des probabilités sur un intervalle non réduit à un point. Donc ici c’était entre 1 et + l’infini pour que ce soit clair.
Admettons que vous n’aviez pas compris ce que j’avais écrit parce que je n’avais pas été assez clair. Admettons. Mais je ne peux écrire ici un cours complet de probabilités, vous en conviendrez. Je suis là pour compléter le cas échéant et je réponds, reconnaissez -le.
Je vois d’autres personnes, dont vous, converser tranquillement alors que deux jours plus tard j’attends toujours de voir apparaître mes messages et je ne sais pas s’ils n’ont pas été tout simplement supprimés. Ce n’est pas une conversation très équilibrée.
« Donc 51% en pareil cas doit être considéré comme extrêmement éloigné de 50%; Les appréciations « à vue » n’ont AUCUNE valeur »
Modéré, important, ce sont des jugements de valeur sur les résultats eux-mêmes. De valeur. La valeur, c’est ce qui va conditionner les priorités, les actions futures. Soyez clair, je vous prie, vous dites que 1% sur une faible distance c’est modéré et que 1% sur une grande distance c’est important, en distance et en valeur ? C’est un raisonnement qui conduit à des situations absurdes.
Par exemple: Avez-vous été attaqué par un requin cette année ou l’année dernière ? Vous posez la question aux riverains de la plage aux requins et vous constatez une augmentation des attaques entre l’année dernière et cette année. Disons de 1%. 1%, c’est statistiquement significatif mais très peu, puisque l’échantillon interrogé est assez petit. Ensuite, vous posez la question à l’ensemble du pays. Villes, montagnes, des gens qui n’ont jamais vu un requin de leur vie. Résultat, pas une seule attaque de requin supplémentaire, juste celles de la plage aux requins. L’augmentation des attaques entre l’année dernière et cette année est donc toujours de 1%. Mais 1%, c’est énorme, parce qu’on a interrogé tout le pays. Il faut lancer un plan requin.
Je ne pense pas avoir mal représenté votre raisonnement et on peut se rendre compte qu’il n’est pas logique: Les jugements de valeur « à l’écart-type » n’ont pas de sens. Puisque vous dites que ce n’est pas votre méthode personnelle mais que vous utilisez ce qu’on apprend normalement, je serais heureux de lire ce que vous avez sous la main sur ce sujet de l’utilisation du nombre d’écart-types pour faire un jugement de valeur des résultats.
J’avais répondu par anticipation à vos interrogations( ce jour 12h35) et j’espère que mes explications seront claires pour vous. Quand on accepte de travailler avec l’unité écart-type il n’y a plus aucun problème : dans mes 2 exemples, 1,02 se remplace par 5 dans la nouvelle unité et 2,77 par 2,5. Cette unité change avec l’échantillon et même avec les tests sur le même échantillon, ce qui fait qu’on ne peut pas attribuer à un nombre dans l’unité 1 une valeur universelle permettant de porter ce que vous appelez un jugement de valeur.
Avec d’autres données, 1,02 pourrait être très proche de 1, par exemple 0,1 écart-type. En fait, les grands ratios significatifs sont plutôt associés aux petits échantillons comme on le voit avec le 2,77. Un ratio significatif de 1,02 est obligatoirement associé à un très grand échantillon. Par contre, s’il n’est pas significatif, c’est autre chose.
Je l’ai déjà expliqué mais pour vous je recommence, une dernière fois ! Quand la valeur théorique est connue, on ne calcule pas l’IC mais la probabilité d’obtenir une valeur au moins aussi éloignée de la valeur théorique, -1 en l’occurrence ici – que celle qui a été observée. On ne donne pas la distance en nombre d’écarts-type, c’est exact, ce n’est pas l’usage.
MAIS, pour calculer cette probabilité (par une loi normale centrée réduite) on doit au préalable calculer cette distance qui est donc un intermédiaire de calcul absolument indispensable. J’ai eu l’idée, récemment, de proposer de donner cette distance car tout le monde peut la calculer aisément dès qu’on dispose de l’IC comme je l’ai décrit dans l’annexe. Ensuite, il y a une correspondance stricte entre « distance en nombre d’écarts-type » et la probabilité recherchée. J’ai donné dans l’annexe une table (insuffisante) de correspondance mais j’ai insisté sur les grandes distances car on les trouve rarement et elles sont là dans le rapport qui nous occupe actuellement.
Donc en fait, tout le monde, enfin ceux qui travaillent bien, calculent cette distance sauf qu’ils ne la font pas ressortir. Elle reste enfouie dans les calculs mais elle permet ainsi à chacun d’être plus indépendant.
Est-ce clair ? Si vous pouviez comprendre ce que je tente de vous expliquer, vous franchiriez une étape importante. IL est IMPOSSIBLE de comprendre les probas-stats tant qu’on n’a pas compris qu’on est dans un univers avec une unité variable et que le mélange de cette unité avec l’unité 1 crée une sorte de schizophrénie. Il n’y a là rien qui soit contre les produits de l’industrie pharmaceutique. C’est de la science, c’est tout. Le problème est que, comme vous, les experts n’ont pas vraiment intégré cela mais il le faudra, c’est indispensable, on ne peut pas continuer ainsi.
Je présume que votre plage aux requins est une allusion au groupe des « NF interrompus » qui ont eu à subir les méfaits du requin NF mais pas les autres. C’est une question qui n’a rien à voir avec le problème très général qui veut que l’unité en proba-stat c’est l’écart-type et non pas 1 ! Ne mélangeons pas tout s’il-vous-plait !
Vous semblez implicitement poser la question du cumul de ce groupe avec les 2 autres qui sont les « non interrompus » et ce que j’appelle le groupe « complémentaire » constitué quand même de 121 960 personnes. J’ai montré dans les commentaires qu’au moins pour certains médicaments, corticoïdes en particulier (25 juin 22h40), le groupe « interrompu » montrait, selon le rapport, un excédent très fortement significatif des NF 2017, que le groupe « non interrompu » était à la limite du significatif pour la NF 2017 et que c’était l’inverse pour le groupe complémentaire, les AF 2016 de ce groupe ayant consommé très significativement plus ce de médicament que leurs vis à vis de 2017.
Cette opposition de résultats est très curieuse. Je n’en ai aucun explication ni ne peut formuler aucune hypothèse.
Mais ce constat m’oblige à dire qu’on ne peut valablement cumuler des résultats aussi opposés. Autrement dit, le résultat global présenté par les auteurs n’a aucune valeur et n’aurait même pas du être présenté. On ne doit pas cumuler des résultats opposés : en effet il n’y aura plus qu’un seul résultat alors qu’il en faut 3 pour relater ces observations. Les auteurs auraient dû publier le résultat du groupe complémentaire plutôt que le global.
C’est exemple ne parle pas de NF et c’est exprès. Ne mélangeons pas tout s’il vous plait. Au contraire, il ne se base que sur ce que vous avez dit de l’écart type. Deux exemples, un écart-type faible, un écart-type très fort et dans les deux cas un pourcentage qui ne change pas. Je n’invente rien, je reprends ce que vous dite pour montrer qu’il n’y a pas de sens à faire ce que vous dites.
Un moment j’ai espéré que peut-être vous cherchiez à comprendre mais votre dernière réponse me démontre qu’il n’en est rien et que vous poursuivez d’autres objectifs, les mêmes probablement que ceux de scrupulus qui soutenait mordicus ici même et sans aucune preuve une affirmation dont j’ai montré que le rapport disait très explicitement qu’elle était totalement fausse et cette citation est dans mon article (mon commentaire du 3 juillet 10h54).
Pour avoir tenté d’échanger pendant des mois avec IR je sais qu’il est en fait inutile de poursuivre avec vous. Sur un point avec lequel j’avais discuté avec lui il reprendra cela ici-même en aout 2018 sous le doux nom de Pilou avec mon article sur la lettre au Conseil de l’Ordre. Confronté à une vidéo, il finira par écrire, avant de partir, « que j’avais rencontré quelqu’un qui m’avait dit que j’avais raison ». Le quidam en question c’était Roger Salamon, 10 ans président du HCSP et c’est sur youtube. ..
Le truc en question était qu’il y avait 52% de conversion en SEP chez les vaccinés hépatite B contre 32% chez les non vaccinés HB, ce qui donne un signal très fort, moins d’une chance sur 10 000 par le seul hasard. Cela avait été vérifié par une équipe du HCSP et une équipe à l’Isped de Bordeaux sans parler d’une troisième équipe au ministère… Les auteurs avaient publié les données mais silence total sur ce signal … alors qu’on voit facilement qu’il y a 36% de vaccinés HB parmi les atteintes non SEP contre 56% parmi les SEP …
IR ne s’attendait certainement pas à une telle confirmation. Moi non plus d’ailleurs ! Certes, Salamon a ajouté qu’il y avait des cas biaisés et qu’en les retirant il n’y avait plus de signal. Sauf que c’était avant publication et que les auteurs n’ont pas retiré ces cas affirmés biaisés …
Donc, Lumière noire, pour moi c’est terminé avec vous. Vous avez tout ce qu’il faut pour comprendre ce que vous n’avez pas compris si tel est votre objectif. Si c’est un autre je ne vous suis plus d’aucune utilité …
Voici, pour clore, peut-être, ces réflexions sur ce que révèle la méthode de l’ANSM quand elle est confrontée à de très grands échantillons. Il faut d’abord accepter, à défaut de comprendre, qu’en proba-stats, l’unité ce n’est pas 1 mais l’écart-type. Toute évaluation ‘’à vue’’ ne mettant pas en jeu l’écart-type n’aura aucune valeur. C’est ce qui se produit ici de manière spectaculaire avec des ratios et des IC en apparence très proches de 1 même s’ils sont très significatifs, ce qui est trompeur et a conduit les auteurs du rapport à les considérer comme ‘’modérés’’.
Je prends le dernier exemple que j’avais traité dans l’annexe. Les auteurs annoncent R=1,02 avec IC [1,02 1,03] qui est donc significatif et pour lequel j’ai montré que la distance entre la valeur théorique et observée était d’au moins 5 écarts-type. Le ratio est en apparence très proche de 1 mais ce n’est qu’une apparence liée au fait que si le rapport N/D=1,02, on aura N-D=0,2D et que si D est grand, cette différence pourra être conséquente, ce qui le cas dans cet exemple puisque l’échantillon contient plus de 730 000 personnes.
1,02 qui nous paraissait, à vue, très proche de 1 en est en réalité très éloigné. Autrement dit, 1,02 est beaucoup plus grand que 1 quand on prend l’écart-type pour unité. Par comparaison le signal statistique publié en octobre 2008 (Mikaeloff-Tardieu) sur les observants au calendrier vaccinal qui donnait R=2;77 IC [1,23 6,24] donne une distance de 2,46 écarts-type. 2,77 est donc plus proche de 1 que 1,02 quand on prend l’écart-type comme unité ! Ou, si vous voulez, le 1,02 utilisé dans le test du rapport est beaucoup plus grand que le 2,77 du signal Tardieu*. Je comprends que l’on puisse être surpris ou se faire abuser mais c’est ainsi ! Pour avoir un ratio aussi éloigné de 1 que 1,02 il faudrait avoir R=7,9 !
Apprécier à vue des données médicales par des rapports est une aberration. En août 2003, les couloirs des hôpitaux n’étaient pas encombrés par des rapports mais par des personnes, c’est à dire des données absolues et non pas relatives. De plus, pour travailler sur les ratios on commence par en prendre les logarithmes qui transforment les rapports en différences.
Je ne sais pas si ces explications seront suffisantes pour faire comprendre le problème tant il est tentant de pouvoir apprécier à vue en discutant autour d’un verre de vin. Mais ce n’est pas valable.
* Je précise que ce signal qui a fait beaucoup de bruit n’existait pas en réalité !!! Il résulte d’erreurs techniques cumulées mais acceptées par l’expertise. J’en parlerai peut-être un jour ici.
Pour faire le point:
Vos calculs de probabilité, votre tableau, sont probablement faux (Lumière noire sur 3 juillet 2019 à 18 h 09 min). Vous n’avez pas répondu.
Mon exemple est l’application stricte de ce que vous affirmez et montre que cela n’a aucun sens. (Lumière noire sur 5 juillet 2019 à 9 h 22 min). Vous n’avez pas répondu.
Vous expliquez « que l’unité en proba-stat c’est l’écart-type et non pas 1 » puis vous utilisez le nombre d’écart-types pour faire un jugement de valeur (de valeur!) des résultats sans avoir jamais expliqué pourquoi (pourquoi!) l’un entraîne nécessairement l’autre. Vous avez des cours, des articles, des liens sur le sujet à nous montrer ?
« Vos calculs de probabilité, votre tableau, sont probablement faux »
Non mon tableau dans l’annexe est parfaitement juste. D’ailleurs vous avez montré que vous n’en aviez pas compris la construction. Pour 3 écarts-type, pour prendre un autre exemple que celui déjà traité pour 1 écart-type : il s’agit donc de la probabilité d’être entre 3 et + l’infini pour une loi normale centrée et réduite (écart-type égal à 1) : elle vaut 1,35/1000 comme je viens de le vérifier, il n’y a aucune erreur.
Il existe des tables en ligne qui vous permettront de le vérifier. J’avais donné un lien.
Définition du tests statistique relatif à un paramètre comme une moyenne par exemple, la moyenne théorique étant connue, par exemple 50 piles en 100 jets d’une pièce équilibrée. On a obtenu une valeur expérimentale, par exemple 57 piles. On cherche à évaluer si 57 est proche de 50 ou suffisamment éloigné pour penser que les variations aléatoires ont peu de chances d’expliquer un tel écart. Le principe consiste à calculer la probabilité d’avoir au moins 57 piles en 100 jets, c’est à dire, puisqu’il faut bien préciser avec vous, la probabilité d’avoir entre 57 et 100 piles.
On peut la calculer directement au moyen d’une loi binomiale (calculs programmés sur machine). C’est le plus précis. A défaut, on procède, comme on vous a sans doute appris, par l’approximation par une loi normale de même moyenne (50) et de même variance qui vaut ici 25. L’écart-type qui est sa racine carré vaut donc 5. 57 se trouve alors à 1,4 écart-type de 50. Une table de la loi normale centrée et réduite vous donnera la probabilité qu’elle soit entre 1,4 et + l’infini, soit 8,08%.
Tous les cours de statistique expliquent cela d’une façon ou d’une autre. Vous en avez eu un ? Vous devriez pouvoir reconnaître, non ?
Mon idée justement a été la suivante : puisque chacun pourrait être embarrassé pour calculer la probabilité associée à la distance 1,4 écart-type, il peut être suffisant en fait de rester au niveau de cette distance 1,4 que de toutes façons on a l’obligation de calculer pour chercher la probabilité correspondante. Mais on peut savoir que si cette distance est inférieure à 1,96 alors le résultat n’est pas significatif et ce sans avoir à calculer cette probabilité.
Si on avait obtenu 65 piles, 65 serait alors à la distance de 3 écarts-type de 50. Le tableau que j’ai donné montre alors que cette probabilité vaut 1,35 sur 1000 soit 0,135% et est donc déjà très significative (<0,5%).
Ce que j'explique là est tout ce qu'il y a de plus classique. Si vous ne reconnaissez pas ce que vous avez appris, je n'y suis pour rien, c'est qu'il y a un problème de votre côté ou du côté de l'enseignement que vous avez reçu, ce qui n'est pas impossible non plus. Mais on a quand même l'impression que la seule chose dont vous êtes sûr c'est que j'ai tort !!! Soyez un peu plus prudent dans vos affirmations et faites l'effort de comprendre.
Quant à votre exemple "analogique" qui serait l'application stricte … vous allez finir par faire rire !!! Non faites l'effort d'être strict et non pas pseudo analogique.
Je veux bien être patient avec vous mais je ne répéterai pas indéfiniment les mêmes choses. Je vous donne des outils de travail et vous en avez visiblement besoin car vous n'avez, de toute évidence, rien compris au principe du test statistique ni à l'approximation normale pour les calculs. Pourtant, c'est la base mais je ne vous le reproche pas. Mais je ne reviendrai pas sur ce que j'ai expliqué ici.
Ce que j’ai expliqué là se trouve dans tous les cours de statistique. Par exemple un cours de l’université de Toulouse :
https://www.math.univ-toulouse.fr/~besse/Wikistat/pdf/st-l-inf-tests.pdf
En haut de la page 2, colonne 2 chacun pourra lire :
P[ Z > (610.2 − 600) / 100/3 ]
P exprime la probabilité pour que la variable Z dépasse la quantité qui suit et où 600 est la moyenne théorique, 100/3 l’écart-type et 610,2 la valeur observée pour la moyenne. 610,2-600 est donc la quantité qui sépare la moyenne observée de la moyenne théorique ; on la divise par l’écart-type, ce qui exprime cette différence en nombre d’écarts-type. C’est exactement ce que j’ai proposé dans l’annexe et que tente d’expliquer dans les commentaires.
Dans la situation particulière où nous sommes, la moyenne théorique est ln(1)=0 (log népérien de 1) ; j’avais expliqué comment on calculait l’écart-type s à partir d’une borne de l’IC et du ratio R. ln(R) est donc la moyenne observée. La formule correspondante à celle du pdf de Toulouse est donc ln(R)/s dont on cherche à évaluer la probabilité qu’elle soit dépassée, c’est à dire, pour reprendre les notations du pdf :
P[ Z > ln(R)/s ]
Ce calcul se fait par la loi normale centrée et réduite (écart-type égal à 1). Si on ne dispose pas d’outils de calculs pour le faire, on peut classer ce nombre ln(R)/s entre les barreaux d’une échelle. Le tableau de l’annexe donne un certain nombre de barreaux de cette échelle. Si par exemple ln(R)/s=3,7 on sera entre 3 et 4, donc la probabilité cherchée sera entre 1/25000 et 1,35/1000 , ce qui peut être suffisant pour porter ensuite une appréciation sur le niveau de signification du test. Le niveau significatif au seuil 5 % n’étant qu’un barreau de l’échelle.
Chacun pourra ainsi constater que l’évaluation de la moyenne observée (610,2 dans l’exemple du pdf) ne se fait pas en recherchant l’intervalle de confiance mais en calculant la distance en nombre d’écarts-type entre les moyennes observées et théoriques comme je n’ai pas cessé de le dire et comme le savent tous ceux qui ont étudié un peu sérieusement la question.
Oui, laisse tomber, Bernard, fais comme l’a dit le Père Reliquet, va boire le pastis sous la tonnelle et réserve la mitraille à plus tard. Bonne vacances!
Le pastis c’est pas vraiment ma tasse de thé mais je vais partir dans un lieu où on ne communique, comme chez les Apaches, que par signaux de fumée, les fumées des barbecues …
Voilà!
Lumière noire va rentrer dans un trou du même nom dont il ne sortira… que sous un nouveau pseudonyme, ailleurs, un autre jour…
Bon repos Bernard et merci encore pour tout ce que tu réalises ici.
Et comme les médecins ne sont pas souvent des matheux, eux comme n’importe quel clampin peut se faire embobiner par des interprétations statistiques biaisées.
Merci à Bernard pour ses savantes explications.
Tout à fait njama et ça arrive souvent. Je proposerai quelque chose à la rentrée sur un signal qui a fait beaucoup de bruit et qui en réalité n’existait pas ! Il était le fruit d’erreurs techniques systémiques. Je crois que là on va bien s’amuser…
Il existe encore Euthyral, ou Levothyrox ancienne formule.