Analyse en intention de traiter versus analyse per protocole : exemple concret

Publié le 21 juin 2026 | Dernière mise à jour le 3 novembre 2026

Réponse rapide: L'analyse en intention de traiter (ITT) diffère de l'analyse par protocole quant aux participants inclus. L'ITT conserve tous les participants randomisés dans le groupe qui leur a été attribué ; l'analyse par protocole (PP) ne conserve que le sous-ensemble des participants ayant respecté le protocole.¹ La norme ICH E9 utilise l'ensemble d'analyse complet pour l'analyse principale des essais de supériorité, mais indique qu'elle n'est généralement pas conservatrice dans les essais de non-infériorité ; les deux analyses sont donc prévues.¹ Nous avons réanalysé un essai de non-infériorité en accès libre (320 patients, CC BY 4.0) dans R. L'éradication était de 81.9 % contre 80.0 % dans l'ITT, de 89.1 % contre 88.9 % dans l'ITT modifiée et de 90.9 % contre 90.0 % dans le PP, avec des différences de risque de 1.9, 0.2 et 0.9 points, toutes avec une limite inférieure à 95 % au-dessus de la marge de −10 (calculée par Editverse).² La conclusion n'a pas changé ; les taux ont augmenté de 9 à 10 points entre l'analyse en intention de traiter (ITT) et l'analyse per protocole (PP), principalement parce que l'analyse ITT a comptabilisé comme échecs les participants n'ayant pas subi de test respiratoire.

Analyse en intention de traiter versus analyse per protocole : ce que chacune inclut

Ces deux termes désignent une population d'analyse , c'est-à-dire l'ensemble des participants dont les données contribuent aux résultats. Les définitions ci-dessous sont tirées de la norme ICH E9 et du document explicatif CONSORT 2025. ^^1,3^

Balayez latéralement pour afficher toutes les colonnes.

Population d'analyse	Qui est analysé ?	Ce que disent les sources
Analyse en intention de traiter (ensemble d'analyse complet)	Les sujets ont été analysés en tant que membres du groupe auquel ils avaient été affectés, indépendamment de leur adhésion au traitement prévu.	La norme ICH E9 décrit l'ensemble d'analyse complet comme étant aussi complet que possible et aussi proche que possible de l'idéal d'intention de traiter incluant tous les sujets randomisés, et indique que la préservation de la randomisation initiale empêche les biais.
ITT modifié (mITT)	Une dérogation à l'analyse en intention de traiter stricte (ITT), excluant généralement les participants qui n'ont pas reçu la dose minimale d'intervention.	La directive ICH E9 ne définit pas ce terme ; elle autorise des exclusions limitées de l’ensemble d’analyse complet, comme le non-respect d’une dose ou l’absence de données après randomisation, et précise que ces exclusions doivent toujours être justifiées. La directive CONSORT 2025 demande aux auteurs d’expliquer ce qui définit le minimum.
Per-protocole (PP)	Un sous-ensemble de l'ensemble d'analyse complet qui respecte davantage le protocole.	La norme ICH E9 énonce des critères tels qu'une exposition minimale prédéfinie, la disponibilité des mesures primaires et l'absence de violations majeures du protocole, définis et documentés avant la levée de l'aveugle.

Que disent les normes ICH E9 et E9(R1) à propos du choix

Essais de supériorité

La directive ICH E9 stipule que, dans les essais de supériorité, l'ensemble d'analyse complet est utilisé dans l'analyse principale, sauf circonstances exceptionnelles, car il tend à éviter les estimations d'efficacité trop optimistes d'une analyse per protocole : les patients non observants inclus diminuent généralement l'effet du traitement estimé. ¹ Elle précise également qu'une analyse per protocole peut maximiser les chances qu'un nouveau traitement démontre son efficacité, mais que l'estimation peut être prudente ou non et que le biais qui en résulte, potentiellement important, provient du fait que l'observance peut être liée au traitement et à son résultat. ^1

Essais de non-infériorité et d'équivalence

La directive inverse l'argument en faveur de ces plans d'étude. Elle indique que, dans un essai d'équivalence ou de non-infériorité, l'utilisation de l'ensemble d'analyse complet n'est généralement pas prudente et que son rôle doit être examiné avec la plus grande attention. De plus, les patients ayant abandonné l'étude ont tendance à ne pas répondre au traitement, ce qui peut biaiser l'ensemble d'analyse complet et favoriser la démonstration de l'équivalence. ^1 Pour les essais de confirmation, il est généralement approprié de prévoir à la fois un ensemble d'analyse complet et une analyse per protocole, afin que les différences puissent être explicitement discutées. Des résultats cohérents renforcent la confiance, sachant que l'exclusion d'une proportion importante de sujets de l'analyse per protocole remet en question la validité globale. ^1 L'addendum de 2019 réitère ce point concernant la stratégie de politique de traitement : les réponses dans les deux groupes peuvent paraître plus similaires après un arrêt de traitement pour des raisons sans lien avec les traitements randomisés. ^4

Estimands : addendum de 2019

La norme ICH E9(R1) présente le choix comme une question relative à l’effet du traitement d’intérêt. Elle énumère quatre attributs de l’estimande (le traitement, la population, la variable et un résumé au niveau de la population) et cinq stratégies pour les événements intercurrents tels que l’arrêt du traitement ou l’ajout de médicaments.⁴ ^Elle précise également que l’analyse de l’ensemble per protocole peut ne pas correspondre à un estimand ^{pertinent.⁴}

Balayez latéralement pour afficher toutes les colonnes.

Stratégie pour un événement intercurrent	Signification (formulation E9(R1), abrégée)
Politique de traitement	L'événement est sans incidence sur l'effet du traitement étudié : la variable est utilisée que l'événement survienne ou non. Ceci reflète l'effet d'une politique de traitement dans l'entrée du glossaire ICH E9 ITT.
Hypothétique	On envisage un scénario dans lequel l'événement ne se produirait pas ; la valeur correspond à ce que la variable aurait été dans ce scénario.
Variable composite	L'événement est informatif quant au résultat et est intégré à la variable ; par exemple, l'arrêt du traitement pour cause de toxicité est comptabilisé comme un échec thérapeutique.
Pendant le traitement	Il est intéressant de réagir avant que l'événement ne se produise.
Couche principale	La population cible est la strate dans laquelle l'événement se produirait ou non.

Un essai en libre accès, trois populations d'analyse

Pour garantir l'équité de la comparaison, nous avons utilisé des données publiées. Wang et ses collègues ont randomisé 320 adultes naïfs de traitement dans quatre hôpitaux de la province du Jiangsu, en Chine, entre août 2025 et février 2026, pour recevoir un traitement quadruple à base de bismuth pendant 14 jours, comprenant soit de l'anaprazole, soit du rabéprazole (160 patients par bras), selon un protocole ouvert de non-infériorité avec une marge prédéfinie de -10 points de pourcentage.² Le critère d'évaluation principal était un test respiratoire à l'urée ^marquée au ¹³C négatif au moins 28 jours après la dernière dose. L'article étant sous licence ^CC BY 4.0 , nous avons réutilisé les données du tableau 3 et établi nos propres figures.²

Comment l'article définit ses trois populations

^{La population en intention de traiter (ITT) comprenait tous les participants randomisés, les résultats manquants des tests respiratoires post-traitement étant imputés comme des échecs d'éradication. La population ITT modifiée comprenait les participants randomisés ayant reçu au moins une dose et s'étant présentés à un test respiratoire valide, indépendamment de leur observance. La population per protocole comprenait les participants} ayant terminé le suivi avec au moins 80 % des doses administrées.²

Balayez latéralement pour afficher toutes les colonnes.

Population	Anaprazole éradiqué	éradiqué par le rabéprazole
ITT	131 de 160 (81.9%)	128 de 160 (80.0%)
ITT modifié	131 de 147 (89.1%)	128 de 144 (88.9%)
Par protocole	130 de 143 (90.9%)	126 de 140 (90.0%)

Les effectifs sont présentés dans le tableau 3 de l'article. ^Les pourcentages sont ceux de l'article ; tous les autres chiffres de cette page ont été calculés par Editverse sous R. Ce cas illustre comment les trois populations sont construites à partir du même échantillon randomisé et comment la conclusion de non-infériorité s'est vérifiée dans chacune d'elles. Il ne démontre pas qu'une analyse donnée est objectivement non biaisée, ni que l'anaprazole est supérieur ou inférieur au rabéprazole en dehors de cet essai ; le protocole était ouvert et la comparaison portait uniquement sur la non-infériorité^.

Graphique à barres des taux d'éradication de H. pylori par bras et population d'analyse : ITT 81.9 % (131/160) et 80.0 % (128/160), mITT 89.1 % (131/147) et 88.9 % (128/144), per-protocole 90.9 % (130/143) et 90.0 % (126/140) — Taux d'éradication par population analysée. Données de Wang et al. 2026, tableau 3 (CC BY 4.0); dessiné et calculé par Editverse dans R.

L'interprétation du tableau 3, sous forme de calculs, permet de comprendre l'origine de l'écart de 9 à 10 points. L'analyse en intention de traiter (ITT) comprend 160 participants par bras ; les groupes ITT modifiés en comptent respectivement 147 et 144, excluant ainsi 13 et 16 participants randomisés. Les bras ITT présentent 29 et 32 échecs, contre 16 dans les deux groupes ITT modifiés. Cela signifie que chacun de ces 13 et 16 participants a été comptabilisé comme un échec dans l'analyse ITT, conformément à la règle de l'article concernant les tests respiratoires manquants. Du passage de l'analyse ITT modifiée à l'analyse per protocole, 4 participants supplémentaires quittent chaque bras ; les dénominateurs de l'analyse per protocole, 143 et 140, correspondent aux effectifs présentant une bonne adhésion au protocole dans le tableau 4 de l'article.² ^Il s'agit de notre interprétation des effectifs imprimés, et non d'un diagramme de flux vérifié à partir des données individuelles des participants.

Recalcul des différences de risque

Nous avons calculé la différence de risque d'éradication (anaprazole moins rabéprazole) avec un intervalle de Wald non groupé, un test z unilatéral contre la marge de −10 points et un test du chi carré, dans R. ²

Balayez latéralement pour afficher toutes les colonnes.

Population	Différence de risque, points (IC à 95 %) : papier	Différence de risque, points (IC à 95 %) : Editverse dans R	Non-infériorité unilatérale p, Editverse
ITT	1.9 (-6.7 à 10.5)	1.9 (-6.7 à 10.5)	0.003
ITT modifié	0.2 (-7.0 à 7.4)	0.2 (-7.0 à 7.4)	0.003
Par protocole	0.9 (-5.8 à 7.6)	0.9 (-5.9 à 7.8)	0.001

La reproduction est exacte lorsque l'intervalle est l'intervalle de Wald non groupé. Cela reproduit les intervalles ITT et ITT modifié à la décimale imprimée. Pour le protocole, nos limites sont de −5.9 et 7.8, contre −5.8 et 7.6 imprimés ; nous n'avons pas pu identifier de méthode permettant d'obtenir les limites imprimées à partir des dénominateurs 143 et 140, et la différence de 0.1 à 0.2 point ne change pas la conclusion. À titre d'inférence uniquement : la même méthode de Wald non groupée donne −5.8 et 7.6 si les dénominateurs sont 142 et 139 au lieu de 143 et 140 imprimés. Nous ne pouvons pas déterminer, à partir de l'article, si l'erreur provient de l'intervalle imprimé ou des dénominateurs imprimés. Les valeurs p non corrigées du test du χ² sont de 0.669, 0.951 et 0.795, contre 0.67, 0.95 et 0.80 dans l'article. Les intervalles de Wilson pour les taux des deux groupes concordent avec ceux de l'article à 0.1 point de pourcentage près. Le tableau 3 indique une valeur p de non-infériorité inférieure à 0.001 pour les trois populations ; notre test de Wald unilatéral donne les valeurs ci-dessus, toutes inférieures à la valeur de 0.025 rapportée dans l'article.² ^Le code ci-dessous renvoie les trois différences de risque.

# Tableau 3 comptages : éradiqué / randomisé ou analysé, anaprazole vs rabéprazole rd <- function(x1, n1, x2, n2) { p1 <- x1 / n1; p2 <- x2 / n2 se <- sqrt(p1 * (1 - p1) / n1 + p2 * (1 - p2) / n2) round(100 * c(rd = p1 - p2, lo = p1 - p2 - 1.96 * se, hi = p1 - p2 + 1.96 * se), 1) } rd(131, 160, 128, 160) # ITT: 1.9 -6.7 10.5 rd(131, 147, 128, 144) # mITT: 0.2 -7.0 7.4 rd(130, 143, 126, 140) # PP: 0.9 -5.9 7.8 (impression papier -5.8 à 7.6)

Graphique en forêt de la différence de taux d'éradication entre les schémas thérapeutiques à base d'anaprazole et de rabéprazole dans trois populations d'analyse : ITT 1.9 point (IC à 95 % : -6.7 à 10.5), mITT 0.2 (-7.0 à 7.4) et per protocole 0.9 (-5.9 à 7.8), toutes supérieures au seuil de non-infériorité de -10 points. — Différence de risque avec intervalle de 95 % par population d'analyse. Données tirées de Wang et al. 2026, tableau 3 (CC BY 4.0); intervalle calculé par Editverse dans R.

Test de résistance : quelle importance ont les résultats manquants ?

La directive ICH E9 demande d'étudier la sensibilité des résultats à la méthode de traitement des valeurs manquantes, notamment si leur nombre est important. L' analyse en intention de traiter (ITT ⁾ de l'article considère les 13 et 16 participants sans test respiratoire valide comme des échecs. Nous avons posé une question simple, absente de l'article : conserver les 13 participants sous anaprazole comme des échecs, mais supposer qu'une partie des 16 participants sous rabéprazole aient en réalité été guéris. La limite inférieure de l'intervalle de confiance à 95 % de la différence reste supérieure à -10 points tant que cette proportion est inférieure à environ 36 % : avec 5 guérisons sur 16, elle est de -9.6 points et avec 6 guérisons, de -10.1 points ; la marge est donc franchie entre 5 et 6. La limite tombe à -15.7 points si les 16 participants étaient guéris. Si l'on suppose que les participants manquants dans chaque groupe guérissent au rythme propre à ce groupe parmi ceux testés, la différence est de 0.2 point (intervalle de confiance à 95 % : -6.6 à 7.1). Le premier scénario est volontairement défavorable à l'anaprazole et constitue un test de résistance conçu par Editverse, et non une analyse tirée de l'article.

Graphique linéaire de la limite inférieure de confiance à 95 % de la différence de risque en fonction de la part supposée de 16 participants au rabéprazole guéris, de -6.7 points à 0 % à environ -15.7 à 100 %, franchissant la marge de -10 à environ 36 % (5 des 16 donnent -9.6, 6 des 16 donnent -10.1) — Test de résistance des données manquantes. Dénombrements tirés de Wang et al. 2026, Tableau 3 (CC BY 4.0); scénario conçu et calculé par Editverse dans R.

Essais de non-infériorité : pourquoi les deux analyses sont-elles rapportées ?

L'essai mentionné ci-dessus est un essai où les analyses en intention de traiter (ITT) et per protocole (PP) concordent. Les essais publiés expliquent pourquoi la recommandation préconise les deux.

REMoxTB Une étude randomisée portant sur 1 931 patients atteints de tuberculose a montré une évolution favorable, avec un traitement de contrôle de 6 mois ou l’un des deux traitements à base de moxifloxacine de 4 mois. L’analyse per protocole a révélé une évolution favorable chez 92 % des patients du groupe contrôle, 85 % du groupe isoniazide et 80 % du groupe éthambutol. Les auteurs rapportent des résultats cohérents dans l’analyse en intention de traiter modifiée, sans toutefois démontrer la non-infériorité du traitement.⁵
OVIVA Une étude randomisée portant sur 1 054 adultes atteints d’une infection osseuse ou articulaire a comparé l’administration d’antibiotiques par voie intraveineuse à celle par voie orale. Un échec thérapeutique a été observé chez 74 des 506 patients (14.6 %) du groupe intraveineux et chez 67 des 509 patients (13.2 %) du groupe oral. L’analyse en intention de traiter a montré une différence de −1.4 point de pourcentage (IC à 95 % : −5.6 à 2.9) par rapport à une marge de 7.5 points. Les analyses sur données complètes, par protocole et de sensibilité ont confirmé ce résultat.⁶
CABANE Il s'agit d'un exemple de supériorité. Chez 2 204 patients atteints de fibrillation auriculaire, 90.8 % de ceux assignés à l'ablation ont subi l'intervention, contre 27.5 % de ceux assignés au traitement médicamenteux. Le critère d'évaluation principal en intention de traiter (ITT) a été atteint chez 8.0 % des patients du groupe ablation contre 9.2 % dans le groupe traitement médicamenteux (rapport de risque : 0.86 ; IC à 95 % : 0.65 à 1.15). Les auteurs précisent que les changements de groupe et des taux d'événements inférieurs aux prévisions ont influencé l'effet estimé.⁷

Deux articles méthodologiques expliquent ce risque. Dodd et ses collègues, à l'aide d'une simulation basée sur REMoxTB, indiquent que lorsque la non-observance diffère entre les groupes, les analyses en intention de traiter (ITT) et per protocole (PP) présentent souvent un biais non négligeable susceptible d'augmenter ou de diminuer le risque d'erreur de type I, et que la pondération par la probabilité inverse et les méthodes doublement robustes corrigent ce biais dans la plupart des cas. ^8 Hernán et Hernández-Díaz examinent les limites des analyses ITT, en intention de traiter et per protocole telles qu'elles sont couramment mises en œuvre et recommandent que les essais présentant une non-observance importante ou des pertes de vue significatives utilisent plusieurs méthodes. ⁹ Une extension CONSORT pour les essais de non-infériorité et d'équivalence existe également. ^10

Comment présenter les populations d'analyse (CONSORT 2025)

CONSORT 2025 est une liste de contrôle de 30 points qui remplace CONSORT 2010 et a été publiée simultanément dans The BMJ, JAMA, The Lancet, Nature Medicine et PLOS Medicine. Les points relatifs à l'analyse en intention de traiter (ITT) et à l' ^analyse^per protocole (PP) sont listés ci-dessous, reprenant fidèlement le libellé de la liste de contrôle.

Balayez latéralement pour afficher toutes les colonnes.

Produit	Ce qu'il demande
21b	Définition des personnes incluses dans chaque analyse (par exemple, tous les participants randomisés) et du groupe auquel elles appartiennent.
21c	Comment les données manquantes ont été traitées dans l'analyse.
21d	Méthodes pour toute analyse supplémentaire, telles que les analyses de sous-groupes et de sensibilité, en distinguant les analyses prédéfinies des analyses post hoc.
22	Pour chaque groupe, le nombre de participants qui ont été assignés au hasard, qui ont reçu l'intervention prévue et qui ont été analysés pour le résultat principal (avec le diagramme de flux des participants).
22b	Pour chaque groupe, les pertes et exclusions après randomisation, ainsi que les raisons.
24	L’intervention et le comparateur tels qu’ils ont été réellement administrés, y compris la manière dont les participants y ont adhéré et si les interventions ont été mises en œuvre comme prévu.
26	Pour chaque critère d’évaluation principal et secondaire, par groupe : le nombre de participants inclus dans l’analyse et le nombre de participants pour lesquels des données étaient disponibles au moment de l’évaluation.

Le document explicatif ajoute que les exclusions peuvent compromettre la randomisation et biaiser l'estimation si des méthodes appropriées ne sont pas utilisées, et que l'imputation des données manquantes ne garantit pas l'absence de biais, sauf sous des hypothèses fortes. ³

Quelle analyse privilégier ? Guide de décision

Ce sont des suggestions d'Editverse tirées des sources ci-dessus, et non des règles.

Balayez latéralement pour afficher toutes les colonnes.

Situation	défaut raisonnable
Essai de supériorité	Commencez par présenter l'ensemble complet des analyses, définissez-le précisément et présentez PP comme une analyse de soutien.
Essai de non-infériorité	Planifiez et présentez les deux études avant la levée de l'aveugle, montrez-les côte à côte comme dans la figure ci-dessus et indiquez ce que représente chaque population.
De nombreux participants sans résultat	Veuillez indiquer la méthode utilisée pour traiter les données manquantes et effectuer une analyse de sensibilité telle que le test de résistance décrit ci-dessus.
Croisement important ou non-adhésion	Présentez le résultat ITT, puis examinez le cadre d'estimation et les méthodes qui gèrent la non-adhérence.

Besoin d'une analyse ou d'une vérification ? Consultez Editverse.

Les experts d'Editverse travaillent conformément aux directives COPE, ICMJE et GPP 2022, dans le respect des normes éthiques institutionnelles et nationales.

Editverse

Analyses statistiques

Besoin de résultats ITT et per-protocol exécutés et rapportés ?

Vous nous envoyez : vos données, vos questions de recherche et le logiciel que vous préférez.

Vous obtenez : une analyse au format SPSS, R/RStudio ou STATA avec code annoté, des fichiers de sortie complets, un guide d'interprétation des résultats et des tableaux prêts à être publiés.

Délai : Le délai de traitement standard est de 4 à 6 jours ouvrables.

Analyse statistique SPSS/R/STATA · 400 $

Analyser mes données →

Editverse

Rédaction de manuscrits

L'essai a été analysé et le rapport n'est toujours pas rédigé ?

Vous envoyez : votre plan de recherche ou votre ébauche de structure, vos données brutes, vos figures et tableaux, ainsi que vos principales références.

Vous obtenez : un manuscrit prêt à être publié, rédigé par des experts du domaine titulaires d'un doctorat, avec une analyse statistique et une sélection de la revue.

Délais : Livraison standard en 15 jours, ou livraison express en 1 à 3 jours.

Services de rédaction de manuscrits · 1 500 $

Rédiger mon article →

Editverse

Sélection de journaux

Vous ne savez pas quelle revue convient à votre rapport d'essai ?

Vous envoyez : votre manuscrit.

Vous obtenez : une liste classée de 5 à 10 revues recommandées, accompagnée de la justification de chaque recommandation.

Délai de traitement : 3 à 5 jours ouvrables.

Services de sélection de revues scientifiques · 115 $

Obtenez ma sélection de revues →

Outils de recherche gratuits d'Editverse

Calculateur d'analyse de la taille de l'échantillon et de la puissance: prévoir le nombre de participants, en tenant compte des abandons.
Sélecteur de tests statistiques: adapter le test à votre résultat et à votre conception.
Outils de recherche gratuits pour les chercheurs médicaux: l'ensemble complet des outils basés sur navigateur.

Questions fréquemment posées

Quelle est la différence entre l'analyse en intention de traiter et l'analyse par protocole ?

L'analyse en intention de traiter conserve chaque participant randomisé dans le groupe auquel il a été affecté, quel que soit le traitement effectivement reçu. La directive ICH E9 définit ce principe comme l'analyse des sujets en tant que membres de leur groupe d'affectation, indépendamment de leur observance du traitement prévu. L'analyse per protocole, quant à elle, utilise uniquement un sous-ensemble de participants ayant respecté le protocole, caractérisé par des critères tels qu'une exposition minimale au traitement, la disponibilité de la mesure principale et l'absence de violations majeures du protocole.

Quelle analyse devrait être privilégiée ?

La directive ICH E9 stipule que, dans les essais de supériorité, l'ensemble d'analyse complet est utilisé pour l'analyse principale, sauf circonstances exceptionnelles, car l'inclusion de patients non observants diminue généralement l'effet estimé du traitement. Dans un essai d'équivalence ou de non-infériorité, elle précise que l'utilisation de l'ensemble d'analyse complet n'est généralement pas prudente et que son rôle doit être examiné avec la plus grande attention. Pour les essais de confirmation, elle indique qu'il est généralement approprié de planifier les deux analyses afin de pouvoir discuter des différences observées.

Pourquoi l’analyse en intention de traiter peut-elle induire en erreur dans un essai de non-infériorité ?

La directive ICH E9 indique que les personnes qui se retirent de l'un ou l'autre groupe ont tendance à ne pas répondre au traitement ; l'analyse complète pourrait donc être biaisée et favoriser la démonstration d'équivalence. La directive ICH E9(R1) ajoute que les réponses dans les deux groupes peuvent paraître plus similaires après l'arrêt du traitement pour des raisons indépendantes de la similarité des traitements randomisés. Hernan et Hernandez-Diaz décrivent également l'analyse en intention de traiter comme non conservatrice pour les essais de non-infériorité lorsque le comparateur est un placebo.

Quels ont été les résultats ITT, mITT et per-protocole dans l'essai en libre accès utilisé ici ?

Dans l'essai comparant l'anaprazole au rabéprazole, les taux d'éradication étaient de 81.9 % contre 80.0 % dans la population en intention de traiter (ITT), de 89.1 % contre 88.9 % dans la population ITT modifiée et de 90.9 % contre 90.0 % dans la population per protocole. Editverse a recalculé les différences de risque à 1.9, 0.2 et 0.9 point de pourcentage, chacune avec une limite inférieure de l'intervalle de confiance à 95 % supérieure à la marge de -10 points ; ainsi, les trois analyses ont confirmé la non-infériorité.

Qu’est-ce que l’analyse en intention de traiter modifiée et dois-je utiliser ce terme ?

L'explication et les précisions apportées par CONSORT 2025 indiquent que les auteurs utilisent une analyse en intention de traiter modifiée pour tenir compte des écarts par rapport à une analyse en intention de traiter stricte, par exemple en excluant les participants n'ayant pas reçu la dose minimale de l'intervention. Cette dose minimale doit alors être expliquée. Il est conclu que les auteurs doivent définir quels participants sont inclus dans chaque analyse et à quel groupe, et éviter les termes tels que « analyse en intention de traiter modifiée » ou « analyse par protocole ». La directive ICH E9 ne définit pas ce terme.

Que me demande CONSORT 2025 de déclarer concernant les populations analysées ?

La question 21b de la déclaration CONSORT 2025 demande de définir les critères d'inclusion dans chaque analyse, par exemple tous les participants randomisés, et à quel groupe ils appartiennent. La question 21c porte sur la gestion des données manquantes, et la question 21d demande des analyses complémentaires, telles que des analyses de sensibilité, en distinguant les analyses prévues des analyses a posteriori. La question 22a demande le nombre de participants randomisés, ayant reçu l'intervention prévue et inclus dans l'analyse du critère de jugement principal dans chaque groupe, et la question 22b demande les pertes de vue et les exclusions après randomisation, avec leurs motifs.

Une analyse par protocole peut-elle être biaisée ?

Oui. La directive ICH E9 précise que l'estimation per protocole peut être prudente ou non selon l'essai, et que le biais, potentiellement important, provient du fait que l'adhésion au protocole de l'étude peut être liée au traitement et à son issue. La directive ICH E9(R1) ajoute que l'analyse de l'ensemble per protocole n'atteint pas l'objectif d'estimer l'effet dans une strate principale, car elle peut ne pas comparer des sujets similaires recevant des traitements différents.

Quel est le lien entre les estimands et l'analyse en intention de traiter et l'analyse par protocole ?

La directive ICH E9(R1) précise que la stratégie de traitement des événements intercurrents reflète l'effet d'une politique de traitement décrite selon le principe d'intention de traiter de l'ICH E9. Elle recense cinq stratégies : politique de traitement, stratégie hypothétique, variable composite, stratégie pendant le traitement et strate principale. Elle indique qu'il peut s'avérer impossible de construire un estimateur pertinent auquel l'analyse de l'ensemble per protocole puisse être alignée.

Références

Conférence internationale sur l'harmonisation. Directive tripartite harmonisée ICH E9 : Principes statistiques pour les essais cliniques. 1998. Les sections 3.3.2, 5.2.1, 5.2.2, 5.2.3, 5.3 et le glossaire ont été consultés sur database.ich.org le 4 novembre 2026. database.ich.org/sites/default/files/E9_Guideline.pdf
Wang X, Wang H, Wang Y, Shen L, Li G, Zhu J, Li C, Gao J, Zhang Z. Quadruple thérapie à base d'anaprazole versus quadrithérapie à base de rabéprazole pour Helicobacter pylori Éradication : un essai prospectif, multicentrique, randomisé et contrôlé. Microbiol infectant les cellules frontales. 2026;16:1972507. doi:10.3389/fcimb.2026.1972507. Enregistré sous le numéro ChiCTR2600117235. Accès libre. CC BY 4.0 (licence lue dans le fichier XML PMC, PMC13713657) ; nombres réutilisés, figures dessinées et nombres dérivés calculés par Editverse dans R. PubMed.ncbi.nlm.nih.gov/42952689/
Hopewell S, Chan AW, Collins GS, et al. Explication et élaboration de CONSORT 2025 : ligne directrice mise à jour pour la publication des essais randomisés. BMJ. 2025;389:e081124. doi:10.1136/bmj-2024-081124. Accès libre. CC BY 4.0. PubMed.ncbi.nlm.nih.gov/40228832/
Conseil international d’harmonisation. Addendum ICH E9(R1) relatif aux estimateurs et à l’analyse de sensibilité dans les essais cliniques, aux principes statistiques applicables aux essais cliniques. Étape 4, 20 novembre 2019. Les sections A.3.1 à A.3.4 et la section relative à l’analyse de sensibilité ont été consultées sur database.ich.org le 4 novembre 2026. database.ich.org/sites/default/files/E9-R1_Step4_Guideline_2019_1203.pdf
Gillespie SH, Crook AM, McHugh TD, et al. Schémas thérapeutiques de quatre mois à base de moxifloxacine pour la tuberculose sensible aux médicaments. N Engl J Med. 2014;371(17):1577-1587. doi:10.1056/NEJMoa1407426. Résumé lu sur PubMed. PubMed.ncbi.nlm.nih.gov/25196020/
Li HK, Rombach I, Zambellas R, et al. Antibiotiques oraux versus intraveineux pour les infections osseuses et articulaires. N Engl J Med. 2019;380(5):425-436. doi:10.1056/NEJMoa1710926. Résumé lu sur PubMed. PubMed.ncbi.nlm.nih.gov/30699315/
Packer DL, Mark DB, Robb RA, et al. Effet de l'ablation par cathéter par rapport au traitement médicamenteux antiarythmique sur la mortalité, l'AVC, les saignements et l'arrêt cardiaque chez les patients atteints de fibrillation auriculaire : l'essai clinique randomisé CABANA. JAMA. 2019;321(13):1261-1274. doi:10.1001/jama.2019.0693. Résumé lu sur PubMed. PubMed.ncbi.nlm.nih.gov/30874766/
Dodd M, Carpenter J, Thompson JA, Williamson E, Fielding K, Elbourne D. Évaluation de l'efficacité dans les essais de non-infériorité avec non-adhésion aux interventions : les analyses en intention de traiter et par protocole sont-elles adaptées à l'objectif ? Stat Med. 2024;43(12):2314-2331. doi:10.1002/sim.10067. Résumé lu sur PubMed. PubMed.ncbi.nlm.nih.gov/38561927/
Hernán MA, Hernández-Díaz S. Au-delà de l'intention de traiter dans la recherche sur l'efficacité comparative. Essais cliniques. 2012;9(1):48-55. doi:10.1177/1740774511420743. Résumé lu sur PubMed. PubMed.ncbi.nlm.nih.gov/21948059/
Piaggio G, Elbourne DR, Pocock SJ, Evans SJW, Altman DG; Groupe CONSORT. Rapport des essais randomisés de non-infériorité et d'équivalence : extension de la déclaration CONSORT 2010. JAMA. 2012;308(24):2594-2604. doi:10.1001/jama.2012.87802. Résumé lu sur PubMed. PubMed.ncbi.nlm.nih.gov/23268518/
Hopewell S, Chan AW, Collins GS, et al. Déclaration CONSORT 2025 : lignes directrices mises à jour pour la publication des essais randomisés. BMJ. 2025;389:e081123. doi:10.1136/bmj-2024-081123. Accès libre. CC BY 4.0. PubMed.ncbi.nlm.nih.gov/40228833/

Lecture connexe

Équipe de recherche d'Editverse | Mise à jour : novembre 2026