Publié le 13 août 2026, mis à jour le 23 septembre 2026
Observance des antipsychotiques et mortalité dans la schizophrénie : une association nette, une extrapolation fragile
L’essentiel
Cette cohorte rétrospective américaine porte sur 6 417 adultes ayant un diagnostic de schizophrénie et initiant ou réinitiant un antipsychotique entre le 1er janvier 2012 et le 31 décembre 2022, identifiés dans la base de remboursement Optum Clinformatics Data Mart. L’observance est mesurée par la proportion cumulée de jours couverts par une délivrance en pharmacie. Pendant le suivi, 1 094 patients sont décédés, soit 17,1 %. Comparés aux patients dont la couverture atteint au moins 80 %, ceux dont la couverture reste inférieure à 20 % ont un rapport de risque de mortalité toutes causes de 1,80, intervalle de confiance à 95 % de 1,43 à 2,27. Les patients à couverture intermédiaire sont à 1,53, intervalle de 1,25 à 1,89. Le gradient est net, la précision suffisante, et cinq analyses de sensibilité donnent des résultats concordants. Trois réserves encadrent la lecture. Le devis observationnel n’établit pas de causalité, malgré le modèle structural marginal employé, et la section de conclusion de l’article emploie pourtant un verbe causal. Le suivi médian n’est que de 17,3 mois, alors que les survies mises en avant sont des estimations à cinq ans et que le nombre de sujets à traiter est aussi calculé à huit ans. Enfin la population n’est pas celle que le mot schizophrénie évoque spontanément : l’âge moyen à la date index est de 55,3 ans, avec un écart type de 20,5 ans, et près de trois patients sur dix portent un diagnostic associé de trouble neurocognitif. Le travail est financé par Johnson & Johnson Innovative Medicine et cinq de ses six auteurs sont salariés et actionnaires de ce groupe.
Le contexte
Que l’interruption d’un antipsychotique expose à la rechute est établi de longue date. Le lien avec la mortalité l’est moins, et il est rarement quantifié sous une forme utilisable en consultation. Un patient qui envisage d’arrêter son traitement n’entend pas un rapport de risque. Il entend un ordre de grandeur, et surtout l’incertitude que le clinicien laisse voir.
Les auteurs partent de ce manque et le formulent ainsi dans leur résumé : l’effet de la non-observance sur la mortalité reste incertain. La conclusion du résumé reste au même niveau de prudence, une meilleure observance peut améliorer la survie. Celle du corps de l’article l’est moins : elle indique que l’observance sous-optimale a augmenté le risque de mortalité, formulation causale que le devis ne porte pas. L’intérêt de ce travail est donc autant méthodologique qu’épidémiologique, et il oblige à distinguer deux choses que la lecture rapide confond : la solidité de l’association, qui est bonne, et la solidité des quantités dérivées, qui l’est beaucoup moins.
L’étude en un coup d’œil
| Population | |
| 6 417 adultes retenus, issus d’un réservoir de plus de 2,1 millions de personnes ayant reçu une prescription d’antipsychotique. Le diagnostic de schizophrénie repose sur au moins deux demandes de remboursement ambulatoires à des dates distinctes, ou au moins une hospitalisation, dans les douze mois précédant la date index ou à cette date. La date index est l’initiation ou la réinitiation d’un antipsychotique, sans aucune prescription d’antipsychotique ni diagnostic de trouble bipolaire dans les douze mois antérieurs, avec douze mois d’affiliation continue avant l’index. Âge moyen 55,3 ans, écart type 20,5 ans. Hommes 54,0 %. Personnes déclarées blanches 51,0 %. À la date index, 81,7 % reçoivent un antipsychotique oral de deuxième génération, 10,4 % un oral de première génération, 6,9 % une forme injectable à libération prolongée de première génération, 2,7 % une forme injectable de deuxième génération et 1,0 % de la clozapine. Index de comorbidité de Quan-Charlson moyen 1,87, écart type 2,38. Base de remboursement Optum Clinformatics Data Mart, États-Unis, assurés de régimes commerciaux et de Medicare Advantage. Période d’étude de l’analyse principale : 1er janvier 2011 au 31 décembre 2023. | |
| Exposition | |
| Antipsychotiques, toutes molécules confondues, mesurés par la proportion cumulée de jours couverts par une délivrance. Trois niveaux : forte observance, au moins 0,80 ; observance faible à modérée, de 0,20 à moins de 0,80 ; non-observance, moins de 0,20. Dans les six mois suivant l’initiation, la proportion cumulée moyenne de jours couverts est de 0,59, écart type 0,33. En fin de suivi, elle est de 0,51, écart type 0,35, et la répartition est de 1 993 patients fortement observants, 2 563 à observance faible à modérée et 1 861 non observants. | |
| Comparateur | |
| La catégorie la plus observante, couverture d’au moins 0,80, sert de référence. | |
| Critère | |
| Mortalité toutes causes pendant le suivi, 1 094 décès, soit 17,1 %. Suivi médian de 17,3 mois, écart interquartile de 6,2 à 36,7 mois, étendue de 0,03 à 133,2 mois, environ un quart des patients suivis plus de 36 mois. Analyses complémentaires : survies estimées à cinq ans, nombre de sujets à traiter à cinq ans et à huit ans, valeurs E, cinq analyses de sensibilité. | |
| Design | |
| Cohorte rétrospective sur données de remboursement, avec un modèle structural marginal ajusté sur des facteurs de confusion initiaux et sur des facteurs variant dans le temps, pondération par la probabilité inverse de traitement et par la probabilité inverse de censure, modèle logistique groupé pondéré. Analyses sous R version 4.3.3. | |
| Financement | |
| Johnson & Johnson Innovative Medicine. Cinq des six auteurs sont salariés du groupe et actionnaires de Johnson and Johnson. Le premier auteur déclare des liens avec un très grand nombre d’industriels, dont Janssen et Johnson & Johnson. La rédaction médicale a été assurée par un prestataire financé par le promoteur. |
Le contrôle de qualité
| Point contrôlé | Jugement |
|---|---|
| Effectif et nombre d’événements | Suffisants |
| Constat6 417 patients et 1 094 décès, ce qui donne à un critère de mortalité toutes causes une précision correcte, visible sur la largeur des intervalles de confiance. La survie globale à huit ans, après prise en compte de la censure, est de 60 %, soit environ 5 décès pour 100 personnes-années. | |
| Durée de suivi | Médiane courte |
| ConstatLe suivi médian est de 17,3 mois, écart interquartile de 6,2 à 36,7 mois. La moitié des patients est donc suivie moins d’un an et demi, alors que les chiffres mis en avant sont des estimations à cinq ans et à huit ans. Un quart des patients dépasse toutefois 36 mois et la durée maximale observée est de 133,2 mois, ce qui alimente réellement la partie tardive des courbes. | |
| Traitement des facteurs variant dans le temps | Adapté |
| ConstatLe modèle structural marginal est la méthode appropriée quand l’exposition et les facteurs de confusion s’influencent mutuellement au fil du suivi. La liste des covariables variant dans le temps est publiée : rechute, hospitalisations, passages aux urgences, séjours en réanimation, consultations externes, lithium, benzodiazépines, antidépresseurs, traitements cardiovasculaires et métaboliques, opioïdes, polymédication, index de comorbidité de Quan-Charlson, comorbidités psychiatriques et somatiques. Les covariables sont mesurées sur les six mois précédant chaque point d’évaluation. | |
| Poids d’analyse | Étendue large |
| ConstatLes poids stabilisés, produit de la pondération sur la probabilité de traitement et de la pondération sur la censure, ont une moyenne de 1 avec un écart type de 0,65 et une médiane de 0,92, ce qui est satisfaisant. Leur étendue va de 0,01 à 16,74, et cela après exclusion des patients dont un poids se situait dans les centiles extrêmes, exclusion qui n’a concerné que 10 patients et 224 lignes de données longitudinales. Quelques patients pèsent donc très lourd dans l’estimation. | |
| Hypothèse des risques proportionnels | Testée |
| ConstatLes termes d’interaction entre niveau d’observance et temps ne sont pas significatifs, valeur de p supérieure à 0,1, ce que les auteurs interprètent comme une hypothèse de proportionnalité respectée. Ce test conserve la limite habituelle : un résultat non significatif n’est pas une preuve de proportionnalité. | |
| Mesure de l’exposition | Indirecte |
| ConstatLa proportion de jours couverts mesure la délivrance en pharmacie, pas la prise effective du médicament. Les auteurs le reconnaissent et notent que la couverture peut surestimer l’observance réelle. Les jours d’hospitalisation sont comptés comme couverts, et les chevauchements de délivrances ne sont pas comptés deux fois dans l’analyse principale. | |
| Recueil et cause des décès | Non disponible |
| ConstatLe décès est identifié par plusieurs sources croisées : statut de sortie hospitalière, arrêt de couverture pour décès, dossier électronique, fichier national des décès de la sécurité sociale, données des programmes publics et avis de décès. La date n’est connue qu’au mois près. Les auteurs reconnaissent qu’un décès a pu être manqué et estiment que ce défaut biaiserait vers l’absence d’effet. La cause du décès n’est pas disponible dans les données de remboursement : aucune répartition entre suicide, causes somatiques et causes accidentelles n’est possible, ce qui laisse ouverte la question du mécanisme. | |
| Analyses de sensibilité | Concordantes |
| ConstatExclusion de la période pandémique, avec 4 050 patients, calcul alternatif de la couverture tenant compte du stockage de boîtes, trois découpages différents des catégories d’observance, ajustement sur le type d’antipsychotique initial et stratification sur l’âge. Toutes vont dans le même sens. Les auteurs précisent qu’aucune correction pour comparaisons multiples n’a été appliquée, ces analyses étant exploratoires. | |
| Financement et liens d’intérêts | Industriel |
| ConstatLe travail est financé par Johnson & Johnson Innovative Medicine. Cinq des six auteurs sont salariés de ce groupe et actionnaires de Johnson and Johnson, et le texte précise que les auteurs salariés ont participé au design, à l’analyse, à l’interprétation, à la rédaction et à la décision de soumettre. Le premier auteur, universitaire, déclare des liens avec plusieurs dizaines d’industriels, dont Janssen et Johnson & Johnson, ainsi qu’un soutien à la recherche de Janssen. La déclaration est complète et détaillée, ce qui est à porter au crédit du travail, mais l’indépendance vis-à-vis du promoteur n’est pas assurée. | |
Les résultats
| Résultat | Valeur |
|---|---|
| Non-observance contre forte observance | Rapport de risque 1,80, intervalle 1,43 à 2,27 |
| LectureAssociation nette en intensité et suffisamment précise. Association, non causalité démontrée. À signaler, une discordance interne à la publication : la discussion évoque un surrisque de 83 %, alors que le rapport de risque publié est de 1,80, soit 80 %. Cet écart n’est pas expliqué. | |
| Observance faible à modérée contre forte observance | Rapport de risque 1,53, intervalle 1,25 à 1,89 |
| LectureLa relation suit un gradient, argument classique en faveur d’un lien réel sans en constituer la preuve. Un patient qui prend son traitement plus d’un jour sur cinq mais moins de quatre jours sur cinq reste à risque augmenté. | |
| Valeurs E | 3,00 et 2,43 |
| LectureUn facteur de confusion non mesuré devrait être associé à la fois au niveau d’observance et à la mortalité avec un risque relatif d’au moins 3,00 pour annuler l’estimation ponctuelle de la non-observance, 2,21 pour en annuler la borne inférieure. Pour l’observance faible à modérée, 2,43 et 1,81. Les auteurs jugent une telle confusion improbable. Cet argument est solide contre une confusion résiduelle ordinaire, il l’est beaucoup moins contre la causalité inverse, qui n’est pas une confusion mais un renversement du sens de la flèche. | |
| Délai de chute de la survie à 80 % | 1,3 an, 2 ans et 5 ans |
| LectureRespectivement pour la non-observance, l’observance faible à modérée et la forte observance. C’est la quantité la plus proche du suivi réellement observé, donc la moins dépendante d’une extrapolation, et probablement la plus utilisable des chiffres publiés. | |
| Survie estimée à cinq ans | 80 %, 71 % et 67 % |
| LectureRespectivement pour la forte observance, l’observance faible à modérée et la non-observance. Ce sont des survies prédites par le modèle, pas des proportions observées à cinq ans : le suivi médian est de 17,3 mois. | |
| Nombre de sujets à traiter à cinq ans | 7,7 et 11,1 |
| Lecture7,7 patients, intervalle de 6,6 à 8,7, à faire passer de la non-observance à la forte observance pour éviter un décès supplémentaire. 11,1 patients, intervalle de 9,0 à 13,2, pour ceux qui partent d’une observance faible à modérée. Ces valeurs supposent que l’association est causale, ce que le devis n’établit pas. | |
| Nombre de sujets à traiter à huit ans | 5,9 et 8,3 |
| LectureIntervalles de 5,1 à 6,6 et de 6,9 à 9,8. La variance a été calculée par la méthode delta. Les auteurs ont eux-mêmes tronqué les prédictions à huit ans, jugeant au delà l’estimation peu fiable en raison d’intervalles de confiance trop larges. | |
| Couverture moyenne à six mois et en fin de suivi | 0,59 puis 0,51 |
| LectureÉcarts types de 0,33 puis 0,35. Six mois après l’initiation, un patient moyen n’est couvert que six jours sur dix, et 39,3 % seulement atteignent le seuil de forte observance. En fin de suivi, ils ne sont plus que 31,1 %, tandis que 29,0 % sont non observants. La dispersion est large, ce qui traduit deux populations très différentes plus qu’un comportement moyen. | |
| Analyses de sensibilité, non-observance | De 1,59 à 2,32 selon l’analyse |
| LectureHors période pandémique 1,79, intervalle 1,32 à 2,42. Calcul alternatif de la couverture 1,78, intervalle 1,42 à 2,24. Ajustement sur le type d’antipsychotique initial 1,84, intervalle 1,46 à 2,33. Avant 65 ans 2,32, intervalle 1,51 à 3,56. À partir de 65 ans 1,59, intervalle 1,23 à 2,05. Enfin, l’absence complète de traitement pendant au moins six mois consécutifs en fin de suivi donne 2,11, intervalle 1,68 à 2,64. L’association est donc plus marquée chez les moins de 65 ans, ce qui atténue en partie la réserve tenant à l’âge moyen élevé de la cohorte. | |
Lecture critique
| Domaine | Jugement |
|---|---|
| Confusion par indication et causalité inverse | Risque sérieux |
| ConstatLa non-observance n’est pas un traitement attribué, c’est un comportement corrélé à la sévérité, à la précarité, à l’usage de substances et à l’isolement, tous associés à la mortalité par d’autres voies. Le tableau initial le montre : les non-observants ont plus de troubles addictifs, 44,9 % contre 33,6 % chez les fortement observants. S’y ajoute la causalité inverse : un patient dont l’état somatique se dégrade, qui est hospitalisé ou institutionnalisé, cesse de faire délivrer ses ordonnances, si bien que la chute de couverture peut être la conséquence de ce qui va le tuer et non sa cause. Le modèle structural marginal, qui ajuste notamment sur les hospitalisations et les comorbidités au fil du suivi, réduit ce biais. Il ne le supprime pas, et les valeurs E ne répondent pas à cette objection. | |
| Extrapolation au delà du suivi | Risque modéré |
| ConstatLes chiffres destinés à circuler, survie à cinq ans et nombre de sujets à traiter à cinq et huit ans, portent sur des horizons très supérieurs au suivi médian de 17,3 mois. Un quart des patients dépasse cependant 36 mois et la durée maximale atteint 133,2 mois, si bien que les courbes ne sont pas purement extrapolées. Les auteurs ont d’ailleurs tronqué volontairement les prédictions à huit ans. Il reste que les intervalles de confiance publiés reflètent l’incertitude d’échantillonnage, pas celle des hypothèses du modèle, et que l’effectif restant à risque aux temps longs est faible. | |
| Classement de l’exposition | Risque modéré |
| ConstatUn patient sous forme injectable à libération prolongée et un patient sous forme orale ne génèrent pas les mêmes traces de délivrance, si bien qu’une même adhésion réelle peut produire deux proportions de jours couverts différentes. La question compte peu ici sur le plan quantitatif, puisque 81,7 % des patients reçoivent un antipsychotique oral de deuxième génération à la date index et moins de 10 % une forme injectable. Une analyse de sensibilité ajuste sur le type d’antipsychotique initial et ne modifie pas les résultats, mais les auteurs indiquent explicitement que l’étude n’évalue pas les profils d’observance par type d’antipsychotique ni par posologie. Aucune comparaison de molécules ou de formes galéniques ne peut donc être tirée de ce travail. | |
| Mesure du critère | Faible risque |
| ConstatLe décès est un critère peu sujet à erreur de classement, ce qui est la principale force du travail, et son recueil croise six sources. Deux réserves subsistent : les auteurs reconnaissent qu’une sous-identification reste possible, et la date de décès n’est connue qu’au mois près. Sa cause n’est pas disponible. | |
| Validité du diagnostic | Risque modéré |
| ConstatLe diagnostic repose sur des codes de facturation, jamais sur un entretien. Dans une cohorte d’âge moyen 55,3 ans où 29,5 % des patients portent aussi un diagnostic de trouble neurocognitif, atteignant 36,4 % chez les fortement observants, la question du chevauchement avec des psychoses tardives ou des troubles du comportement associés à une pathologie neurodégénérative se pose. Les auteurs ne l’abordent pas. Ce point est une opinion de lecture, non un résultat de l’étude, mais il pèse sur la transposition du chiffre. | |
| Validité externe | Limitée |
| ConstatPopulation couverte par des régimes d’assurance commerciaux et par Medicare Advantage aux États-Unis, dont l’âge moyen est de 55,3 ans avec un écart type de 20,5 ans. Le titre parle de patients nouvellement traités ou réinitiant un traitement, ce qui, à cet âge moyen et après douze mois sans aucune délivrance d’antipsychotique, ne décrit pas une cohorte de premiers épisodes chez des sujets jeunes. Les patients sans couverture d’assurance, les plus désinsérés, sont par construction absents, de même que ceux qui n’ont pas douze mois d’affiliation continue avant l’index. Les auteurs écrivent eux-mêmes que les données ne peuvent pas être généralisées au delà de la population représentée par cette base. L’organisation des soins diffère de la situation française. | |
| Revendication d’antériorité | Fragile |
| ConstatLes auteurs écrivent, en restreignant leur propos, qu’à leur connaissance il s’agit des premières données quantifiant directement le risque de mortalité en fonction de différents niveaux d’observance. Leur propre discussion cite pourtant une étude cas-cohorte coréenne de 80 581 adultes qui comparait des quartiles d’observance et rapportait un rapport de risque de mortalité de 0,86, intervalle de 0,78 à 0,95, pour le quartile le plus observant. La nouveauté tient donc au modèle structural marginal et au découpage en trois catégories, non au fait même de quantifier. | |
| Indépendance | Industriel |
| ConstatÉtude financée par Johnson & Johnson Innovative Medicine, dont cinq des six auteurs sont salariés et actionnaires, avec participation déclarée du promoteur au design, à l’analyse, à l’interprétation et à la décision de soumettre. La déclaration est exhaustive et le protocole statistique est décrit avec précision, ce qui limite la marge d’interprétation. Il reste que le message final, renforcer l’observance dès l’initiation, sert directement l’intérêt commercial d’un fabricant de formes injectables à libération prolongée, alors même que l’étude ne compare aucune forme galénique. | |
Niveau de preuve
Niveau de preuve Oxford 2b, cohorte observationnelle rétrospective. La confiance est élevée sur l’existence d’une association forte et graduée entre faible couverture du traitement et mortalité toutes causes dans cette population, et elle est renforcée par la concordance de cinq analyses de sensibilité. Elle est modérée sur l’idée que rétablir l’observance réduirait la mortalité : le nombre de sujets à traiter suppose une causalité que le devis n’établit pas, et le résumé lui-même écrit que l’amélioration de l’observance peut améliorer la survie, formulation plus prudente que celle de la section de conclusion. Elle est faible sur les horizons à cinq et huit ans, qui dépassent largement le suivi médian observé. Elle est faible sur la transposition chiffrée à la France, et nulle sur toute conclusion concernant une molécule ou une voie d’administration particulière, que les auteurs déclarent expressément ne pas avoir évaluées.
Le test du confrère
Ce que dirait un confrère expérimenté à qui l’on présente cette étude en deux minutes, entre deux consultations.
« Le sens du résultat, personne ne le conteste, et le gradient me plaît. Ce qui m’arrête, c’est l’écart entre ce qui est mesuré et ce qui est annoncé : un suivi médian de dix-sept mois, et on me donne un nombre de patients à traiter à huit ans. Cet âge moyen de cinquante-cinq ans, ce n’est pas la population à qui je parle d’arrêt de traitement le plus souvent, même si l’effet est plus net chez les moins de soixante-cinq ans. Et je note qui a payé : cinq auteurs sur six travaillent chez le promoteur. »
Traduction pour la pratique : le message clinique est utilisable, la quantification ne l’est pas. On peut dire à un patient que l’arrêt du traitement est associé à un pronostic vital moins bon. On ne peut pas lui annoncer une réduction de risque chiffrée.
Ce que vous pouvez en faire
- Aborder l’interruption de traitement comme une question de pronostic global, pas seulement de rechute. C’est ce que ces données ajoutent, et c’est leur apport le plus solide.
- Employer l’ordre de grandeur en consultation sans employer le chiffre exact : l’écart de survie estimé est net, sa traduction en bénéfice individuel ne l’est pas.
- Retenir plutôt le délai que le pourcentage. Le temps au bout duquel la survie estimée descend à 80 % passe de cinq ans chez les patients fortement observants à un peu plus d’un an chez les non observants. Cette quantité reste dans la fenêtre réellement observée.
- Considérer les six premiers mois comme la fenêtre à surveiller. La couverture moyenne y est déjà tombée à 0,59, seuls 39,3 % des patients atteignent le seuil de forte observance, et c’est là que se joue la trajectoire ultérieure.
- Ne pas relâcher la vigilance chez le patient partiellement observant. Une couverture comprise entre 20 % et 80 % reste associée à un surrisque, rapport de risque 1,53.
- Chercher activement, chez un patient dont la couverture de traitement se dégrade, ce qui accompagne cette dégradation, dégradation somatique, hospitalisation, précarité, usage de substances. Ces facteurs portent eux-mêmes une part du surrisque, et ils sont accessibles à une action.
- Ne pas déduire de ce travail qu’une forme galénique ou une molécule serait supérieure à une autre. Les auteurs indiquent explicitement que l’étude n’évalue pas l’observance par type d’antipsychotique, et huit patients sur dix sont sous forme orale de deuxième génération.
- Mentionner le financement industriel si ces chiffres sont cités en réunion. Il ne disqualifie pas le travail, il oriente la lecture de sa conclusion.
- La surveillance pratique est outillée par le simulateur de suivi cardio-métabolique.
Questions fréquentes
Ce travail prouve-t-il que l’observance réduit la mortalité ?
Non. Il montre une association forte et graduée. Le devis observationnel ne permet pas d’exclure que la faible couverture soit surtout le marqueur d’une situation clinique et sociale plus dégradée, ni qu’elle soit parfois la conséquence d’une dégradation somatique déjà engagée. Le résumé des auteurs reste d’ailleurs au conditionnel, même si leur section de conclusion emploie un verbe causal.
Le nombre de sujets à traiter est-il utilisable en consultation ?
Avec beaucoup de prudence. Il est dérivé de différences de survie estimées à cinq et huit ans, alors que le suivi médian est de 17,3 mois, et sous une hypothèse de causalité que l’étude n’établit pas.
À quels patients ces chiffres s’appliquent-ils ?
À des adultes couverts par une assurance commerciale ou par Medicare Advantage aux États-Unis, d’âge moyen 55,3 ans avec un écart type de 20,5 ans, qui débutent ou reprennent un antipsychotique après douze mois sans aucune délivrance. Ce n’est pas une cohorte de premiers épisodes chez des sujets jeunes. L’analyse stratifiée montre toutefois une association plus forte avant 65 ans, rapport de risque 2,32, qu’après, 1,59.
Les résultats tiennent-ils si l’on change les hypothèses ?
Oui dans leur sens. Cinq analyses de sensibilité, exclusion de la période pandémique, calcul alternatif de la couverture, trois découpages différents des catégories, ajustement sur le type d’antipsychotique initial et stratification sur l’âge, donnent toutes un surrisque significatif pour la non-observance, entre 1,59 et 2,32. Les auteurs précisent qu’aucune correction pour comparaisons multiples n’a été appliquée.
Qui a financé cette étude ?
Johnson & Johnson Innovative Medicine. Cinq des six auteurs sont salariés de ce groupe et actionnaires de Johnson and Johnson, et ils ont participé au design, à l’analyse, à l’interprétation, à la rédaction et à la décision de soumettre. Le premier auteur, universitaire, déclare des liens avec plusieurs dizaines d’industriels, dont Janssen et Johnson & Johnson. La rédaction médicale a été assurée par un prestataire financé par le promoteur. Ces informations sont clairement déclarées dans la publication.
Bibliographie commentée
Étude source. Correll CU, Bookhart BK, Benson C, Liu Z, Zhao Z, Tang W. Association of antipsychotic nonadherence with all-cause mortality in adults with schizophrenia newly treated or reinitiating antipsychotic medication: A retrospective healthcare claims study. European Neuropsychopharmacology, 2026, volume 104, article 112745. Publication électronique du 22 décembre 2025. DOI 10.1016/j.euroneuro.2025.112745. PMID 41435593. Publication en accès libre sous licence Creative Commons.
Antériorité à nuancer. Chang J, Kim JA, Kim K, Choi S, Kim SM, Nam YY, et al. Association of antipsychotics adherence and cardiovascular disease among newly diagnosed schizophrenia patients: a national cohort among Koreans. Asian Journal of Psychiatry, 2020, volume 52, article 102161. Référence citée par la discussion de l’étude source, qui lui attribue une comparaison de quartiles d’observance et un rapport de risque de mortalité toutes causes de 0,86, intervalle de 0,78 à 0,95, pour le quartile le plus observant. Elle relativise la revendication d’antériorité. Les données rapportées ici proviennent de la discussion de l’étude source et n’ont pas été vérifiées sur la publication coréenne elle-même.
Définition de la rechute. Turkoz I, Daskiran M, Starr HL, Najarian D, Lopena O, Obando C, et al. Comparing relapse rates in real-world patients with schizophrenia who were adequately versus not adequately treated with paliperidone palmitate once-monthly injections before transitioning to once-every-3-months injections. Neuropsychiatric Disease and Treatment, 2022, volume 18, pages 1927 à 1937. Cette référence, citée dans le matériel supplémentaire, fournit les codes de facturation qui définissent la rechute, covariable variant dans le temps du modèle. La rechute est donc identifiée par des codes administratifs, hospitalisation psychiatrique, idées suicidaires, tentative de suicide, hostilité, comportement agressif, incarcération, et non par une évaluation clinique. Deux événements survenus dans une fenêtre de quatorze jours sont comptés comme une seule rechute. Pendant le suivi, 2 742 patients, soit 42,7 %, ont eu au moins une rechute ainsi définie.
Comorbidités. Elixhauser A, Steiner C, Kruzikas D. Healthcare Cost and Utilization Project (HCUP) Comorbidity Software. Rockville, Agency for Healthcare Research and Quality, 2015. Source des comorbidités somatiques utilisées comme covariables, citée dans le matériel supplémentaire.
Rappel pharmacologique, hors du champ de l’étude. Le tableau des caractéristiques initiales indique que 61 patients, soit 1,0 % de la cohorte, recevaient de la clozapine à la date index. En France, la clozapine relève d’une prescription encadrée avec surveillance hématologique obligatoire, hebdomadaire pendant les dix-huit premières semaines puis mensuelle, et elle est contre-indiquée en cas d’antécédent d’agranulocytose ou de granulopénie d’origine médicamenteuse, d’atteinte médullaire, d’épilepsie non contrôlée et d’iléus paralytique. Ce point ne relève pas des résultats de l’étude, qui ne compare aucune molécule.
Collections éditoriales
Étiquettes