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Revue du rhumatisme 81 (2014) 123–130

Disponible en ligne sur

ScienceDirectwww.sciencedirect.com

ise au point

révalence et incidence de l’arthrite juvénile idiopathique : revue dea littérature�

igrid Thierrya, Bruno Fautrelb,c, Irène Lemelled, Francis Guillemina,e,∗

Université Lorraine, université Paris Descartes, EA 4360 Apemac, 54500 Nancy, FranceService de rhumatologie, groupe hospitalier Pitié-Salpêtrière, AP–HP, 75013 Paris, FranceUniversité Pierre et Marie-Curie – Paris VI, GRC 08, 75013 Paris, FranceService de pédiatrie, centre hospitalo-universitaire de Nancy, 54500 Nancy, FranceÉcole de santé publique, faculté de médecine, BP 184, 54505 Vandœuvre-les-Nancy, France

i n f o a r t i c l e

istorique de l’article :ccepté le 25 avril 2013isponible sur Internet le 15 fevrier 2014

ots clés :ncidencerévalencerthrite juvénile idiopathiqueevue de la littérature

r é s u m é

Objectifs. – Mener une revue systématique de la littérature portant sur l’incidence et la prévalence del’arthrite juvénile idiopathique en Europe en 2010.Méthodes. – Les articles sur la prévalence de l’arthrite juvénile idiopathique ont été recherchés sur Med-line. L’incidence poolée et la prévalence ont été calculées de fac on brute, ensuite selon l’âge, le sexe, laclassification et les catégories d’arthrite. Nous avons utilisé les pourcentages disponibles par sexe et âgepour estimer l’incidence et la prévalence standardisée sur la population européenne en 2010 et avonsestimé le nombre de cas en Europe en 2010.Résultats. – Quarante-trois articles (33 sur l’incidence, 29 sur la prévalence) ont été inclus. L’incidencevariait entre 1,6 et 23 et la prévalence entre 3,8 et 400/100 000. L’incidence et la prévalence poolées étaientplus élevées chez les filles (10,0 [9,4–10,7] et 19,4 [18,3–20,6]/100 000) que chez les garc ons (5,7 [5,3–6,2]et 11,0 [10,2–11,9]/100 000). L’oligoarthrite était la forme clinique la plus fréquente (incidence pooléeà 3,7 [3,5–3,9] et prévalence à 16,8 [15,9–17,7]/100 000). L’incidence directe standardisée était de 8,2[7,5–9,0] et la prévalence de 70,2 [62,9–78,1]/100 000. En Europe en 2010, le nombre de cas incidentsétait estimé à 6896 [5481–8578] et le nombre de cas prévalents à 59 175 [44 256–76 983].

Conclusions. – L’incidence et la prévalence varient grandement selon les publications sur les arthritesjuvéniles idiopathiques, ce qui pourrait être expliqué par des différences de méthodologie, par des clas-sifications différentes et par une variabilité dans la chronologie de réalisation des études. L’estimationdu nombre des enfants atteints pourrait être utile, particulièrement depuis l’avènement de nouveauxtraitements.

ançai

© 2013 Société Fr

. Introduction

L’arthrite juvénile idiopathique est une maladie chroniquetteignant l’enfant et pouvant dans certains cas entraîner uneltération fonctionnelle sévère. Son étiologie est encore incon-ue et sa présentation est hétérogène. Jusqu’à maintenant, aucunutil diagnostique n’existe encore afin de poser le diagnosticvec certitude, diagnostic qui reste difficile à obtenir et se base

ur l’exclusion des diagnostics différentiels. Différentes classi-cations de l’arthrite juvénile idiopathique ont été proposéest avaient été adoptées ces 3 dernières décennies. Les premiers

DOI de l’article original : http://dx.doi.org/10.1016/j.jbspin.2013.09.003.� Ne pas utiliser, pour citation, la référence franc aise de cet article, mais la réfé-ence anglaise de Joint Bone Spine avec le DOI ci-dessus.∗ Auteur correspondant.

Adresse e-mail : francis.guillemin@univ-lorraine.fr (F. Guillemin).

169-8330/$ – see front matter © 2013 Société Française de Rhumatologie. Publié par Elsttp://dx.doi.org/10.1016/j.rhum.2013.12.013

se de Rhumatologie. Publié par Elsevier Masson SAS. Tous droits réservés.

critères diagnostiques étaient ceux de l’American College for Rheu-matology (ACR) développés en 1972 (et révisés en 1977) [1,2]et ceux de la European League Against Rheumatism (EULAR)développés en 1977 [3]. Ces deux classifications présentent dessimilitudes dans leurs critères (âge maximal de 16 ans au débutdes symptômes, sous-classification en formes pauci-articulaire,polyarticulaire et systémique), mais elles présentent aussi des dif-férences majeures (durée d’évolution de 6 semaines pour l’ACRet 3 mois pour l’EULAR, exclusion des spondyloarthrites (SpA)pour l’ACR). La coexistence de ces 2 classifications avait amenéà une définition compliquée et double de la maladie. En 1997,un groupe de travail avait développé une nouvelle classifica-tion, la classification de l’International League of Associationsfor Rheumatology (ILAR), qui a été révisée en 2011 à Edmonton,

Canada [4,5]. Les critères principaux et les catégories des3 classifications sont présentés dans le Matériel complémentaire,Tableau S1 (voir le matériel supplémentaire associé à l’articleen ligne). Nous utilisons le terme arthrite juvénile idiopathique

evier Masson SAS. Tous droits réservés.

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24 S. Thierry et al. / Revue du

AJI) comme terme générique pour l’arthrite chronique juvénile,a polyarthrite rhumatoïde juvénile et le terme spondylarthro-athies (SpAs) pour les spondyloarthrites et l’arthrite associée à

’enthésite.La dynamique d’une maladie à travers le temps peut être éva-

uée par l’étude des taux d’incidence et le poids de la maladieur le système de santé à un moment donné par les données derévalence. L’incidence et la prévalence de l’AJI ont été estiméesans différentes situations. Les estimations avaient beaucoup variéelon le type de l’étude et le pays d’étude. Les revues de la littéra-ure [6–8] avaient identifié des facteurs expliquant les différencesbservées, qui sont liées aux différentes classifications adoptées [6],ux différents moyens de recrutement des cas et des populationsources [6,7], et à la modification des conditions de vie au coursu temps [6] et de l’origine géographique des patients [7]. Du faite l’augmentation récente des données sur l’incidence et la pré-alence de l’AJI, particulièrement après l’application des critèrese classification de l’ILAR, il nous a semblé intéressant de menerne revue de la littérature incluant les données les plus récentes.ous avons entrepris une revue systématique de la littérature de

’incidence et la prévalence de cette affection et l’objectif secon-aire était d’estimer la prévalence et l’incidence de cette maladien Europe en 2010.

. Méthodes

.1. Stratégie de recherche

La base de données Medline a été explorée à travers son por-ail Pubmed à la recherche d’études sur le sujet en utilisant lesermes « prévalence », « incidence » et « épidémiologie » combinésvec « polyarthrite rhumatoïde juvénile », « arthrite juvénile idiopa-hique », « arthrite chronique juvénile » ou « arthrite » et « enfants ».a recherche était limitée aux articles en langue anglaise, franc aise,llemande ou espagnole, publiés entre 1972 et le 30 septembre011. Les abstracts des différentes études ont été revus, et lesrticles appropriés ont été extraits. Les citations des articles iden-ifiés ont été examinées afin de repérer d’éventuelles références

anquées.

.2. Critères d’inclusion et d’exclusion

Seuls les articles utilisant l’une des 3 classifications (ACR, EULARu ILAR) pour l’identification des cas et proposant une incidencet/ou une prévalence de l’AJI ont été inclus. Les articles décrivantes différents types d’arthrite dans une région donnée (c’est-à-direescription de séries de cas sans dénominateur) ont été exclus,e même que les abstracts de congrès. Nous avons essayé d’éviter’inclure des jeux de données provenant d’ études similaires, mais

’évaluation de cette situation a été parfois difficile à cause des don-ées manquantes sur la période de recrutement ou sur les centrese recrutement. Les données ont été, en cas de doute, gardés dans

a sélection finale. Nous avons parfois contacté les auteurs afin’obtenir les données par âge et par sexe lorsqu’elle ne figuraientas dans l’article.

.3. Extraction des données

Les données suivantes ont été extraites par 3 relecteurs indé-endants (ST, DF, IL). Les discordances dans le choix des données àxtraire ont été résolues par consensus. Lorsqu’elles étaient dispo-ibles, les données extraites avaient concerné les caractéristiques

e l’étude (auteurs, année de publication, pays, type de l’étude,urée de l’étude et suivi), la population incluse (tranches d’âge,ype et source), la maladie (méthode d’inclusion, classificationmployée, catégories, nombre de personnes affectées, incidence

tisme 81 (2014) 123–130

et prévalence). Concernant la prévalence, l’information si les casen rémission (2 ou 3 ans sans symptômes) étaient inclus, ont étérecueillies. Lorsqu’un article fournissait des données avec et sansinclure les cas en rémission, les données sans les cas en rémis-sion étaient retenues. Si les données ont été données au momentdu diagnostic et plus tard dans le cours évolutif de la maladie,les données au moment du diagnostic étaient retenues et lorsquel’article fournissait des données pour deux classifications, deux jeuxde données – une pour chaque classification – ont été extraites.Les données spécifiques pour l’âge et le sexe (nombre de cas, tauxd’incidence et de prévalence) ont été extraites, les catégories d’âgeétant de 0–4 ans, 5–9 ans et 10–15 ans.

Les données ont été extraites aussi selon le type d’arthrite :forme oligoarticulaire, polyarticulaire (avec ou sans facteur rhuma-toïde), la forme systémique, la SpA ; le rhumatisme psoriasique etles autres formes. Les arthropathies psoriasiques ont été extraitesséparément du groupe SpA. Les SpAs étaient considérées commedéfinies dans l’article original et pouvaient inclure différentes mala-dies, variant d’une étude à l’autre. Lorsque les données sur lesSpAs étaient disponibles en utilisant la classification de l’ACR, ellesétaient extraites et prises en compte dans le nombre total de casd’AJI.

2.4. Analyse statistique

2.4.1. Population à risqueLes données sur la population générale et la population à risque

par âge et par sexe pour la période donnée ont été extraites. Lorsqueles données détaillées n’existaient pas pour la population spécifiqueà risque dans l’article, nous l’avons estimé en appliquant les pro-portions spécifiques par âge et par sexe fournies par les statistiquesnationales du pays.

2.4.2. Nombre de cas, incidence et prévalenceSi l’une des données suivantes manquait : nombre de cas,

population à risque, taux d’incidence ou de prévalence, les don-nées manquantes étaient estimées à partir des autres données.L’incidence (générale, et spécifique selon l’âge et le sexe) a été calcu-lée en divisant le nombre de cas par la population à risque pendantla période d’étude. La prévalence était le rapport entre le nombre decas et la population à risque à un moment donné. Les intervalles deconfiance (IC 95 %) ont été estimés selon une distribution de Pois-son. Les données concernant les enfants indigènes étaient prises encompte de fac on séparée du reste des données. Afin d’obtenir uneincidence et une prévalence poolées, la somme du nombre de casde tous les articles a été divisée par la somme des populations àrisque correspondantes. Une incidence ou une prévalence pooléea aussi été estimée selon l’âge, le sexe, la classification employéeet les sous-types de la maladie. Un graphique en forêt a été réaliséafin de montrer les différents taux et leur ICs.

2.4.3. StandardisationLes données étaient directement standardisées, avec les don-

nées disponibles spécifiques à l’âge et au sexe, en utilisant lapopulation européenne comme population de référence, fourniepar Eurostat [9] pour l’année 2010. L’IC du taux standardisé a étéestimé par une distribution gamma [10].

2.4.4. Estimations européennesL’estimation du nombre de cas incidents et prévalents en Europe

en 2010 a été réalisée en appliquant les taux poolés spécifiques àl’âge et au sexe (et leur IC 95 %) à la population globale de 2010,fournie par Eurostat. Les analyses statistiques avaient employé lelogiciel SAS 9.1 (SAS Inst., Inc., Cary, NC) pour les estimations et

S. Thierry et al. / Revue du rhuma

939 abstracts identifiés

dans Medline via PubMe d

81 citations sélectionnées

858 non sélectionnés car traitant de sujet

différent ou en langue non considérée

43 articles inclus

33 études d’incidence

29 études de prévalenc e

38 rejetées :Non-utilisation de l’une des 3 classifications (n=9)

Contenu non pertinent (n=17)

Revue (n=4)

Abstract ou article non-disponible (n=8)

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Fig. 1. Diagramme de la sélection des articles.

v2-10.1 (R Development Core Team 2009) pour la création desraphiques en forêt.

. Résultats

Le processus de sélection d’articles est montré sur le diagrammeFig. 1). L’analyse finale avait inclus 43 articles, 33 concernantes données sur l’incidence et 29 sur les données de prévalenceTableau S2 [11–55]). Les études ont eu lieu en Europe (24 articles),n Amérique du Nord (13 articles), en Amérique Latine (2 articles),u Moyen Orient (2 articles), en Asie (1 article) et en Austra-ie (1 article). Parmi les articles provenant d’Amérique du Nord,

avaient inclus des enfants indigènes et une étude avait incluses Afro-Américains. Les cas ont été déterminés essentiellementar les médecins : généralistes ou spécialistes (pédiatres, rhuma-ologues) travaillant à l’hôpital ou dans une cabinet privé. Troisrticles sur la prévalence [11–13] avaient décrit la recherche des casirectement parmi une population spécifique d’enfants (à l’écoleu en faisant du porte-à-porte). D’autres articles avaient décrit’utilisation des données de l’assurance maladie [14–16]. Pour4 articles, chaque cas possible avait été référé (11 études), revuu confirmé par un médecin qualifié/expert qui avait utilisé leossier médical du patient (13 études) voire un examen cliniqueu patient (1 étude). L’inclusion dans les études est survenue à laate du diagnostic (20 études), à la date d’apparition de la maladie12 études) ou une autre date (2 études) (information non dispo-ible dans 9 études). Dans plusieurs articles (31 sur 43), l’âge variaitntre 0 et 15 ans, et tous les articles avaient décrit des cas chezes garc ons et les filles. Les maladies incluses sous le terme SpAans les articles dont l’évaluation reposait sur les critères ACRtaient : la spondylarthrite ankylosante (11 articles), le rhumatismesoriasique et l’enthésopathie (10 articles), le syndrome de Reiter9 articles), l’arthrite réactionnelle (7 articles), les maladies chro-iques de l’intestin (6 articles), l’acné (3 articles) et la maladie deehc et (1 article).

.1. Données sur l’incidence

Les détails sur les principales caractéristiques des 33 articlesur l’incidence sont disponibles dans le Matériel complémentaire,

ableau S2. Quinze articles ont utilisé les critères de classifi-ation de l’ACR (dont 12 ayant inclus aussi les données sur lespAs), 9 les critères de l’EULAR et 7 les critères de l’ILAR. Deuxrticles avaient utilisé deux classifications différentes (EULAR et

tisme 81 (2014) 123–130 125

ACR [17] et EULAR et ILAR [18]). Un graphique en forêt des articlesdécrivant l’incidence selon la classification est montré sur la Fig. 2.Chez les enfants indigènes, une incidence augmentée de l’AJI (28,38,6 et 42,5/100 000) [19–21] avait été décrite, mais puisque cettepopulation est particulière, leurs données ont été exclues des résul-tats suivants. L’incidence annuelle pour toutes les formes d’AJIvariait entre 1,6 [22] et 23/100 000 [23]. L’incidence poolée glo-bale était de 8,3 [IC 95 % 8,1–8,7]/100 000 parmi les Caucasiens.Concernant les 19 articles avec information disponible pour le sexe,les taux variaient de 2,9 [24] à 35,4/100 000 pour les filles [23] etde 1,7 [24] à 19,3 [25]/100 000 pour les garc ons. L’incidence glo-bale poolée était de 10,0 [9,4–10,7]/100 000 pour les filles et de 5,7[5,3–6,2]/100 000 pour les garc ons. Concernant les 6 articles avecune information disponible pour l’âge, l’incidence poolée était de8,7 [7,4–10,1] pour les 0 à 4 ans, 6,1 [5,0–7,3] pour la tranche d’âgede 5 à 9 ans et de 9,6/100 000 [8,3–11,2] pour la tranche d’âge de10 à 15 ans.

Concernant les différentes formes d’AJI, l’oligoarthrite était laforme la plus fréquente, avec des taux variant entre 0,8 [26] et14,8/100 000 [27] (taux poolé à 3,7 [3,5–3,9]), suivie par la poly-arthrite, de 0 [28] à 8,9/100 000 [29] (taux poolé à 1,6 [1,5–1,7]) ;ensuite vient la forme systémique, entre 0 [30–34] et 3,3/100 000[28] (taux poolé à 0,6 [0,5–0,7]) (Tableau 1). Les taux poolés selonla classification sont montrés dans le Tableau 2.

Enfin, concernant les 6 articles avec données disponibles selonl’âge et le sexe [16,17,27,34–36], le taux standardisé poolé directde l’AJI était de 8,2 [7,5–9,0]/100 000.

3.2. Données sur la prévalence

Les détails sur les principales caractéristiques des 29 articlessur la prévalence sont montrés dans le Matériel complémentaire,Tableau S2. Dix articles avaient utilisé la classification de l’ACR(dont 5 avaient aussi collecté les données sur les SpAs), 11 la clas-sification de l’EULAR et 7 celle de l’ILAR. Un article [17] avait utilisé2 classifications (EULAR et ACR). Onze des 20 articles pour lesquelsl’information est disponible, ont exclu les patients en rémission.Sur le graphique en forêt de la Fig. 3, sont présentées les différentesprévalences par la classification employée. La prévalence variaitentre 3,8 [15] et 400/100 000 [12]. Les données sur les enfants indi-gènes avec un taux de 83/100 000 [21] ont également été exclus. Laprévalence poolée était de 32,6 [31,3–33,9]/100 000 pour les Cau-casiens. Parmi les 18 articles avec des données selon le sexe, laprévalence variait entre 4,1 [15] et 642,8 [12] /100 000 pour lesfilles et de 3,5 [15] à 173,6 [12] /100 000 pour les garc ons. La pré-valence poolée était de 19,4/100 000 pour les filles [18,3–20,6] et11,0/100 000 pour les garc ons [10,2–11,0]. Pour les 6 articles avecdes données partielles ou complètes par âge, la prévalence pooléeétait de 32,9 [28,0–38,4]/100 000 pour la catégorie d’âge 0–4 ans,53,0 [41,0–67,4]/100 000 pour la catégorie de 5–9 ans et de 110,6[91,2–185,1]/100 000 pour la catégorie d’âge de 10–15 ans.

Pour les formes oligoarticulaires, la prévalence variait entre 4,6[22]/100 000 et 137,9/100 000 [11], pour les formes polyarticulairesentre 1,6 [31]/100 000 et 54,2/100 000 [29] et pour la forme sys-témique entre 0 [11]/100 000 et 8,6/100 000 [37]. Les prévalencespoolées sont montrées dans le Tableau 1 et les prévalences pooléesselon la classification sont disponibles dans le Tableau 3. Après stan-dardisation directe avec les jeux de données disposant des donnéesspécifiques par âge et par sexe, la prévalence poolée standardiséeétait de 70,2 [62,9–78,1]/100 000.

3.3. Estimations européennes

Nous avons appliqué les taux poolés par âge et parsexe à la population européenne de 2010 (40 772 377 filles et42 919 835 garc ons) et avons estimé une incidence de 6896 cas

126 S. Thierry et al. / Revue du rhumatisme 81 (2014) 123–130

Fig. 2. Forest plot sur l’incidence (sur 100 000) par classification utilisée.

Tableau 1Incidence et prévalence poolées avec un intervalle de confiance (IC) de Poisson à 95 % selon le sexe et le sous-groupe de la maladie (en excluant la population indigène)a.

Incidence Prévalence

Nombre de jeux dedonnées

n Incidence[IC 95 %]

Nombre de jeux dedonnées

n Prévalence[IC 95 %]

Filles 19 950 10,0 [9,4–10,7] 20 1091 19,4 [18,3–20,6]Garc ons 19 573 5,7 [5,3–6,2] 20 650 11,0 [10,2–11,9]Oligoarthrite 26 1539 3,7 [3,5–3,9] 19 1230 16,8 [15,9–17,7]Polyarthrite 26 663 1,6 [1,5–1,7] 19 461 6,3 [5,7–6,9]Polyarthrite FR+ 14 65 0,4 [0,3–0,5] 12 46 1,0 [0,7–1,3]Polyarthrite FR− 12 146 1,0 [0,9–1,2] 12 236 5,1 [4,5–5,8]Systémique 26 242 0,6 [0,5–0,7] 19 229 3,1 [2,7–3,6]SpA 20 681 2,0 [1,8–2,1] 13 261 4,9 [4,4–6]Forme psoriasique 18 151 0,5 [0,4–0,5] 9 52 1,3 [1,0–1,7]Total AJI (pour les articles fournissant des taux

selon le sous-groupes)26 3368 8,1 [7,8–8,3] 19 2154 29,4 [28,1–30,6]

Total AJI (pour les articles ne fournissant pasles taux selon les sous-groupes)

6 186 5,1 [4,3–5,8] 10 773 11,1 [10,4–12]

Total AJI (pour tous les articles) 32 3554 7,8 [7,6–8,1] 29 2927 20,5 [19,8–21,3]

AJI : arthrite juvénile idiopathique ; FR : facteur rhumatoïde.a Seules les études avec les données requises ont été poolées.

S. Thierry et al. / Revue du rhumatisme 81 (2014) 123–130 127

Tableau 2Incidence poolé de l’arthrite juvénile idiopathique (AJI) avec un intervalle de confiance (IC) de Poisson de 95 % selon la classification utilisée.

ACR EULAR ILAR

n données n Incidence[IC 95 %]

n données n Incidence[IC 95 %]

n données n Incidence[IC 95 %]

Oligoarthrite 13 825 3,1 [2,9:3,3] 8 544 6,0 [5,5:6,5] 6 357 4,5 [4,1:5,0]Polyarthrite 13 383 1,4 [1,3:1,6] 8 206 2,3 [2,0:2,6] 6 140 1,8 [1,5:2,1]Polyarthrite FR+ 6 13 0,3 [0,1:0,4] 2 9 0,3 [0,1:0,6] 6 43 0,5 [0,4:0,7]Polyarthrite FR− 6 87 1,4 [1,1:1,7] 6 59 0,7 [0,6:1,0]Systémique 13 171 0,6 [0,5:0,7] 8 47 0,5 [0,4:0,7] 6 36 0,5 [0,3:0,6]SpA 10 611 2,6 [2,4:2,9] 5 24 0,4 [0,3:0,6] 6 53 0,7 [0,5:0,9]Forme psoriasique 8 112 0,5 [0,4:0,6] 5 18 0,3 [0,2:0,5] 6 29 0,4 [0,3:0,5]Indifférenciée 5 104 1,3 [1,1:1,6]

Total AJI (pour l’ensemble les données) 15 2170 7,8 [7,5:8,1] 11 975 8,3 [7,8:8,8] 8 736 8,9 [8,3:9,6]

Fig. 3. Forest plot sur la prévalence (sur 100 000) par classification utilisée.

128 S. Thierry et al. / Revue du rhumatisme 81 (2014) 123–130

Tableau 3Prévalence poolée de l’arthrite juvénile idiopathique (AJI) avec l’intervalle de confiance (IC) de Poisson à 95 % selon la classification utilisée.

ACR EULAR ILAR

n données n Prévalence[IC 95 %]

n données n Prévalence[IC 95 %]

n données n Prévalence[IC 95 %]

Oligoarthrite 5 171 15,6 [13,4;18,1] 8 559 17,6 [16,1;19,1] 6 500 16,4 [15,0;17,9]Polyarthrite 5 108 9,8 [8,0;11,8] 8 207 6,5 [5,7;7,] 6 146 4,8 [4,0;5,6]Polyarthrite FR+ 3 15 1,9 [1,1;3,2] 3 13 1,7 [0,9;3,0] 6 18 0,6 [0,4;0,9]Polyarthrite FR− 3 48 6,2 [4,5;8,2] 3 61 8,1 [6,2;10,4] 6 127 4,2 [3,5;5,0]Systémique 5 70 6,4 [5,0;8,0] 8 85 2,7 [2,1;3,3] 6 74 2,4 [1,9;3,0]SpA 4 150 13,8 [11,7;16,2] 3 17 1,5 [0,9;2,4] 6 94 3,1 [2,5;3,8]Forme psoriasique 1 10 4,1 [2,0;7,5] 2 9 1,1 [0,5;2,2] 6 33 1,1 [0,7;1,5]Indifférenciée 5 59 2,7 [2,1;3,5]

3

dgdg

p5[àC

4

larecslvLpdpvptqo2atmcltclgc

déllcm

Total AJI (pour l’ensembledes données)

11 854 43,0 [40,2;46,0] 1

’AJI [5481–8578] (4527 [3696–5490] filles et 2369 [1785–3088]arc ons) pour les enfants de moins de 16 ans. Le nombre estimées cas incidents était de 6612 [6444–6863] si le taux d’incidencelobal poolé pour les Caucasiens lui était appliquée.

En utilisant les donnée spécifiques par âge et par sexe, larévalence estimée des cas d’AJI en Europe en 2010 était de9 175 [44 256–76 983] (44 031 [34 046–54 426] filles et 15 14310 210–22 557] garc ons). Le nombre de cas prévalents était estimé

27 283 [26 196–28 372], si la prévalence poolée totale pour lesaucasiens était appliquée.

. Discussion

Le fait que les dernières revues de la littérature sur’épidémiologie de l’AJI ont été publiées en 1996, 1998 et en 2002,vant l’introduction de la classification de l’ILAR nous a poussé àéaliser une revue systématique de la littérature sur l’incidencet la prévalence de l’AJI et estimer la prévalence et l’incidence deette affection en Europe en 2010. L’incidence de l’AJI était variableelon l’article publié, variant de 1,6 à 42,5/100 000, avec les tauxes plus élevés parmi les enfants indigènes. Les données sur la pré-alence étaient variables aussi, oscillant entre 3,8 et 400/100 000.’incidence poolée parmi les Caucasiens était de 8,3/100 000 et larévalence de 32,6/100 000. Du fait de l’insuffisance de donnéesisponibles, aucune estimation poolée ne pouvait être calculéeour les autres ethnies. Les méthodes d’identification des casariaient selon les études et auraient pu affecter les résultats,uisque dans certaines études le recrutement reposait sur les pra-iciens ou sur les systèmes de santé pour rapporter les cas alorsue d’autres études ont évalué systématiquement la présenceu l’absence de la maladie dans une population spécifique (les

prévalences les plus élevées étaient retrouvées dans les étudesyant utilisé cette méthodologie [6,11]). Certains enfants présen-ant une forme mineure d’AJI pourraient ne pas être vus par un

édecin. La variation des résultats pourrait avoir résulté de lalassification utilisée [6–8]. Dans notre étude, les prévalences poo-ées variaient plus en fonction de la classification utilisée que lesaux d’incidences. Puisque les classifications ont été élaborées ethangées au fil des dernières décennies, les données trouvées par’emploi d’une certaine classification pourraient refléter des chan-ements liés au temps plutôt que à une différence réelle liée à lalassification en elle-même.

Le temps aurait pu aussi altérer la qualité méthodologiquees études et la fac on dont les résultats ont été présentés : lestudes récentes ont tendance à mieux décrire la méthodologie uti-

isée et les résultats obtenus. De même, définir de fac on précisea classification utilisée était dans certains cas difficile ; certainesaractéristiques d’une classification ont été utilisées avec des élé-ents provenant d’une autre (ex. changements dans la durée des

1179 12,8 [12,0;13,5] 7 925 30,0 [28,0;32,0]

symptômes [13,26,37], dans l’inclusion/exclusion dans les sous-groupes d’arthrite [38]), qui pourrait amener à une classificationerronée. Les variations pourraient être expliquées aussi par les dif-férences géographiques des études, qui pourraient être liées à laclassification utilisée ; la plupart des études provenant d’Amériquedu Nord avaient utilisé les critères de classification de l’ACR (11 sur19), et la plupart des études Européennes les critères de l’EULAR(10 sur 15) ou de l’ILAR (11 sur 11). En Europe, les taux les plus éle-vés étaient retrouvés en Scandinavie et les plus bas dans les paysdu sud (France, Espagne). Les différences géographiques pourraientêtre liées au type de l’étude et à la méthode d’identification des cas.En Scandinavie, la plupart des études sont basées sur les visitessystématiques de santé effectuées par chaque enfant et pourraientdonc être plus précises dans l’identification et la déclaration descas. La plupart des études provenant d’Europe du Sud (France,Espagne) se sont basées sur des questionnaires envoyés à des pra-ticiens. De ce fait, déterminer si les différences de prévalence etd’incidence observées sont de vraies différences est difficile en rai-son de, l’hétérogénéité des classifications utilisées, du temps etdes différentes zones géographiques ainsi que la méthodologie del’étude.

Concernant la prévalence, il existe souvent une confusion entreles prévalences de période et de moments. Déterminer si la préva-lence présentée est une prévalence de période ou de moment (pointprévalence) et comment les données ont été recueillies est parfoisdifficile. Dans certains articles dans lesquels l’étude avait utilisé unepopulation à risque afin d’estimer la prévalence chez les < 16 ans,les enfants dont le début de la maladie remonte à avant leur 16e

anniversaire semblent avoir été gardés dans l’étude durant toute ladurée de celle-ci, même s’ils avaient atteint 17 ans, ce qui aurait puentraîner une surestimation de la prévalence de moment pour lapériode d’étude et/ou pour la population des < 16 ans.

Notre étude présente certaines limites. La population à risque(par âge et sexe) pour la période considérée avait été estimée, sicelle-ci n’avait pas été fournie initialement, en appliquant à la popu-lation à risque globale les répartitions par âge et par sexe fourniespar les statistiques nationales. Ceci pourrait avoir amené à un cer-tain manque de précision, puisque la population étudiée pourraitêtre différente de la population nationale pour l’âge ou le sexe. Cecipourrait être également vrai pour le nombre de cas, la populationà risque ou les taux d’incidences et les prévalences, car, si l’une deces données n’a pas été décrite initialement, la donnée manquantea été estimée à l’aide des autres données. Les données ont été col-lectées pour toutes les formes d’AJI, incluant les SpAs, qui ne sontgénéralement pas considérées comme AJI dans la classification de

l’ACR même si elles ont souvent été recueillies, et chaque étudeaurait donc pu inclure différentes maladies dans la catégories SpA.Ainsi donc, le nombre total des cas considérés comme AJI, sur lequelnos estimations se sont essentiellement basées, pourrait différer

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égèrement selon les études. Il aurait pu être intéressant de diffé-encier les cas actifs de ceux en rémission ; mais malheureusementette information n’était disponible que dans 2 articles ([21,39]).

Une autre question est de savoir si l’incidence ou la prévalence’avaient pas réellement changé au fil des ans. Un examen simplees études individuelles est gêné par l’hétérogénéité méthodolo-ique, et combiner des données publiées sur plus de 20 ans vaimplement cacher des possibles différences. Chaque revue de la lit-érature comporte des risques de biais de publication. Les études,articulièrement les plus petites, pourraient ne pas avoir publié

eurs résultats et les données sur la prévalence et l’incidence de’AJI ne sont pas connues pour plusieurs pays. Nous n’avons pasnclus les abstracts de congrès ; cependant, en regardant dans lesésultats présentés dans différents congrès (EULAR, ACR, SFR) nousvons constaté des résultats dans le même ordre d’idée que ceue nous avons trouvés. Par exemple, Camilleri [40] avaient trouvéne incidence au Pays de Galles de 3,8/100 000, et Astica [41] une

ncidence de 18,5/100 000 et une prévalence de 158,9/100 000 [41]n Lettonie, proche des résultats retrouvés en Scandinavie et enstonie. Comme dans des précédentes revues de la littérature, etomme c’est souvent le cas avec des revues portant sur des étudesescriptives, nous n’avons pas sélectionné les articles selon leurualité mais avons plutôt eu des critères d’inclusion larges et avonsommenté certains problèmes de méthodologie retrouvés dans cesrticles.

En conclusion, une meilleure connaissance de l’épidémiologiees maladies rhumatismales chez l’enfant pourrait améliorer laompréhension des maladies et de leur prise en charge. Le nombrestimé des cas incidents et prévalents d’AJI en 2010 en Europe étaitpproximativement de 6900 cas et la prévalence de 59 000 cas. Avece développement récent et en cours de nouveaux traitements coû-eux et de leurs bénéfices attendus, le poids sur le système de santées enfants atteints d’AJI qui requièrent ce genre de traitements est

mportant. L’information sur le nombre actuel d’enfants et de nou-eaux enfants affectés est utile afin d’organiser une meilleure prisen charge de cette maladie. Cette revue avait révélé une incidenceoolée de l’AJI chez les Caucasiens de 7,8/100 000 et une prévalencee 32,6/100 000.

éclaration d’intérêts

Les auteurs déclarent ne pas avoir de conflits d’intérêts en rela-ion avec cet article.

emerciements

Nous remercions les auteurs des manuscrits originaux quivaient eu la gentillesse de fournir leurs données, E. Le Bihan pouron aide au volet statistique et Carolin Jourdan pour son aide dansa création des graphiques en forêts.

Financement : ce travail a été financé en partie par une boursenconditionnelle de la part de l’association KOURIR, France.

nnexe A. Matériel complémentaire

Les matériels complémentaires (Tableaux S1 et S2) accom-agnant la version en ligne de cet article sont disponiblesur http://www.sciencedirect.com et http://dx.doi.org/10.1016/j.bspin.2013.09.003.

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