Le rôle du remdésivir dans le traitement des patients hospitalisés pour la COVID-19 reste imprécis1. Le remdésivir, un antiviral « adapté », a été approuvé entièrement ou en situation d’urgence par de nombreux organismes de réglementation, y compris par Santé Canada, pour le traitement de la COVID-19, sur la base de données d’essais cliniques faisant état d’un rétablissement plus rapide2. Un rapport provisoire du volumineux essai Solidarity de l’Organisation mondiale de la Santé (OMS) n’a montré aucune différence au plan de la mortalité ou du recours à la ventilation mécanique, et plusieurs petits essais ont été non concluants pour ce qui est de ces importants indicateurs3–6. Les recommandations des lignes directrices cliniques sont mitigées. Certaines recommandent le remdésivir comme traitement standard et d’autres le déconseillent faiblement7,8. Son incidence sur d’autres indicateurs cliniques, y compris sur l’utilisation des ressources et certains indicateurs post-hospitaliers, n’a pas été clairement définie et l’effet du traitement pourrait être important, particulièrement chez certains groupes de patients9.

L’essai Solidarity est un essai clinique pragmatique international qui mesure les effets de différents traitements sur les patients atteints de COVID-193,10. L’essai CATCO (Canadian Treatments for COVID-19) est une sous-étude de Solidarity subventionnée par les Instituts de recherche en santé du Canada (IRSC) au cours de laquelle d’autres éléments sont recueillis pour mieux comprendre les effets de certains agents spécifiques. Nous avons voulu comparer les effets du remdésivir et du traitement standard chez les patients hospitalisés pour la COVID-19 au Canada; des données internationales, incluant des patients canadiens répartis aléatoirement avant le 29 janvier 2021, seront aussi accessibles dans une publication distincte.

Méthodes

L’essai CATCO est un essai randomisé et contrôlé (ERC) multicentrique pragmatique à étiquetage en clair au cours duquel plusieurs agents sont comparés au traitement standard actuellement disponible. Les patients admissibles sont des adultes porteurs d’une infection au SRAS-CoV-2 confirmée en laboratoire, admis dans les hôpitaux participants (annexe 1, accessible en anglais ici: www.cmaj.ca/lookup/doi/10.1503/cmaj.211698/tab-related-content). Les critères d’exclusion étaient allergie au médicament de l’étude, transfert prévu vers un site non participant, survie prévisible de moins de 24 heures ou patient déjà sous remdésivir au moment du recrutement. L’insuffisance rénale ou hépatique au départ n’était pas un critère d’exclusion spécifique. L’effet d’autres médicaments étudiés dans l’essai CATCO, comme l’interféron, l’association lopinavir–ritonavir et l’hydroxychloroquine, a fait l’objet d’un rapport provisoire précédent de l’étude Solidarity3.

Nous avons procédé à une attribution aléatoire des patients admissibles ayant donné leur consentement, soit au schéma thérapeutique interventionnel remdésivir (intraveineux [IV]) 200 mg au jour 0, puis 100 mg aux jours 1 à 9 plus traitement standard, soit au traitement standard seulement (groupe témoin). Toutes les autres décisions en matière de soins relevaient des médecins traitants, y compris les traitements d’appoint, comme la dexaméthasone ou le tocilizumab ou une association des deux, chez les patients admissibles, selon la période, le contexte hospitalier et la participation à d’autres ERC11. Les patients recevaient leur congé lorsque l’équipe soignante les jugeait cliniquement prêts et l’intervention étudiée était cessée si le congé survenait avant l’administration d’un cycle thérapeutique complet. Le consentement était obtenu soit a priori, soit plus tard, selon les exigences des comités d’éthique locaux. Nous avons procédé à une randomisation non stratifiée, selon un rapport 1:1. Après le rapport d’analyse provisoire initial de Solidarity, le recrutement a privilégié les patients qui n’étaient pas sous ventilation mécanique3. Nous avons procédé à la randomisation par l’entremise de l’essai international Solidarity jusqu’au 29 janvier 2021, et au Canada, jusqu’au 1er avril 2021, avec l’aide d’un serveur Web après l’arrêt de la randomisation au remdésivir de l’essai Solidarity. À cet égard, l’essai CATCO a recruté plus de patients canadiens que dans l’essai international Solidarity, utilisant tous les mêmes rapports de répartition aléatoire non stratifiés.

Indicateurs de résultats

Le principal indicateur de l’essai international Solidarity était la mortalité perhospitalière et les indicateurs secondaires étaient un nouveau recours à la ventilation mécanique (pour les individus non ventilés au départ) et la durée du séjour hospitalier3. Les autres indicateurs secondaires prédéfinis pour l’essai CATCO inclus dans ce rapport étaient la gravité clinique de la maladie aux jours 3, 5, 8, 11, 15, 29 et 60 (y compris après le congé), selon l’échelle ordinale de l’OMS12; les nombres de jours sans oxygénothérapie et sans ventilation au jour 28 suivant la randomisation, correspondant respectivement à 0 si le patient était décédé dans les 28 jours, et à 28 moins le nombre de jours sous oxygénothérapie ou sous ventilation13; et des indicateurs d’innocuité d’intérêt spécial, tels qu’une nouvelle insuffisance hépatique et un nouveau recours à un traitement de remplacement rénal. Nous n’avons pas effectué d’analyses exploratoires préspécifiées sur la proportion de patients ayant obtenu des frottis viraux négatifs à divers moments après la randomisation, compte tenu du manque de données à cet égard.

Analyse statistique

En ce qui concerne les patients de l’essai CATCO, nous faisons état de l’indicateur principal et des 2 indicateurs secondaires de l’essai Solidarity, en plus des indicateurs secondaires mentionnés plus haut. L’analyse primaire était basée sur l’intention de traiter. Nous rapportons la mortalité de toutes causes et les indicateurs secondaires binaires sous forme de proportions, risques relatifs, différences des risques absolus et intervalles de confiance (IC) de 95 %. Nous avons analysé les indicateurs secondaires de gravité clinique à l’aide d’un modèle de risques proportionnels, en tenant compte de la gravité des symptômes à l’arrivée selon la position sur l’échelle ordinale au départ. L’hypothèse de proportionnalité pour les indicateurs de gravité clinique ne s’est pas vérifiée pour certains indicateurs et nous avons donc comparé les groupes avec le test de la somme des rangs de Wilcoxon. Nous avons utilisé le modèle de Fine et Gray pour comparer l’intervalle avant le congé de patients vivants en tenant compte du risque de mortalité concurrent et nous présentons les résultats pour la fonction de risque de sous-répartition et les IC de 95 %. Nous résumons la durée des séjours hospitaliers et les jours sans oxygénothérapie et sans ventilation sous forme de moyennes et d’écarts-types (É.-T.), et de médianes et d’écarts interquartiles (ÉI); les différences entre les groupes pour les médianes et les IC de 95 % se fondent sur la méthode Hodges–Lehman. Les analyses de sous-groupes pour l’indicateur principal de mortalité évaluaient l’effet du traitement entre les sous-groupes préspécifiés suivants avec tests d’interaction: durée des symptômes avant le recrutement (< 7 j), âge inférieur à 55 ans, sexe, et gravité des symptômes à l’arrivée (définie par le degré d’assistance respiratoire, y compris oxygénothérapie de bas débit, oxygénothérapie par voie nasale à haut débit, ventilation non effractive et ventilation mécanique effractive). Aucune imputation n’a été faite pour les données manquantes. Étant donné que cette étude faisait partie d’un essai international adaptatif, nous n’avons pas effectué de calculs relatifs à sa puissance statistique. Les valeurs p inférieures à 0,05 dénotent une portée statistique pour les indicateurs primaire et secondaires qui n’ont pas été ajustés en fonction de la multiplicité. Nous avons effectué toutes les analyses statistiques avec le logiciel SAS (version 9,4, Cary, NC).

Approbation éthique

Cette étude a été approuvée par les comités locaux d’éthique de la recherche, et coordonnée par l’Institut de recherche Sunnybrook. L’essai a été réalisé selon les principes des Lignes directrices de bonne pratique clinique du Conseil international sur l’harmonisation (http://www.ich.org).

Résultats

Entre le 14 août 2020 et le 1er avril 2021, nous avons procédé à une attribution aléatoire de 1282 patients soit au remdésivir (n = 634) soit au traitement standard (n = 648) (figure 1) dans 52 hôpitaux canadiens (annexe 1, tableau S2). Parmi eux, des données sur les indicateurs étaient manquantes pour 15 patients (9 ayant retiré leur consentement et 6 étant encore hospitalisés au moment de l’analyse), ce qui donne un échantillon total de 1267 pour l’indicateur principal de mortalité. Cet article inclut 951 patients qui seront intégrés dans le rapport de l’essai international Solidarity.

Figure 1:

Diagramme montrant le recrutement, la randomisation et l’inclusion des patients dans les analyses. Remarque: IV = intraveineux. *Un patient avait 2 motifs de retrait.

Caractéristiques de départ

Le tableau 1 montre les caractéristiques des patients au départ. Fidèle au profil démographique des patients hospitalisés durant cette pandémie au Canada, on note une proportion appréciable de personnes racialisées et présentant des comorbidités préexistantes. L’utilisation de la corticothérapie au départ, qui était le traitement standard pour les patients hospitalisés sous oxygénothérapie pendant la majeure partie de cette période de l’essai, était similaire entre les groupes. Le traitement par tocilizumab a été faible (1,5 %), ce qui concorde avec l’évolution des modes de pratique dans les hôpitaux canadiens. La plupart des patients étaient sous oxygénothérapie à faible débit (54,5 %) au jour 1, et 21,4 % étaient hospitalisés dans une unité de soins intensifs (USI) au moment de la randomisation. Cinquante-sept (57) travailleurs de la santé et 1 patiente enceinte faisaient partie de l’essai.

Tableau 1:

Caractéristiques des patients au départ lors de l’essai CATCO

Caractéristique	Nbre (%)* de patients sous remdésivirn = 634	Nbre (%)* de patients sous Tx standardn = 647
Âge médian (ÉI), ans	65 (53–77)	66 (54–77)
Sexe féminin	260 (41,0)	255 (39,4)
Score moyen (ÉI) de fragilité clinique	3 (3–5)	3 (2–5)
Intervalle médian (ÉI) entre déclenchement des symptômes et hospitalisation, j (n = 1210)	6 (3–9)	6 (4–9)
Intervalle médian (ÉI) entre hospitalisation et déclenchement des symptômes lors d’acquisitions nosocomiales, j (n = 65)	16 (7–40)	8 (5–16.5)
Intervalle médian (ÉI) entre déclenchement des symptômes et randomisation, j	8 (5–11)	8 (6–11)
Diabète†	155 (33,6)	188 (38,4)
Maladie respiratoire chronique†	67 (14,5)	65 (13,3)
Asthme†	49 (10,6)	55 (11,2)
Tabagisme†	23 (5,0)	22 (4,5)
Maladie cardiovasculaire chronique†	120 (26,0)	135 (27,6)
Maladie hépatique chronique†	8 (1,7)	19 (3,9)
VIH-positivité†	1 (0,2)	1 (0,2)
Groupe ethnique‡
Blanc	269 (42,4)	255 (39,4)
Sud-asiatique	90 (14,2)	110 (17,0)
Est-asiatique	40 (6,3)	42 (6,5)
Autochtone ou des Premières Nations	40 (6,3)	28 (4,3)
Noir	20 (3,2)	25 (3,9)
Arabe	22 (3,5)	24 (3,7)
Latino-américain	23 (3,6)	21 (3,2)
Asiatique de l’Ouest	8 (1,3)	12 (1,9)
Autres	9 (1,4)	14 (2,2)
Non disponible	119 (18,8)	126 (19,5)
Travailleur de la santé	29 (4,6)	28 (4,3)
Sous corticothérapie	553 (87,2)	564 (87,2)
Sous tocilizumab	14 (2,2)	5 (0,8)
Gravité de l’état au départ/randomisation
Patient à l’USI	139 (21,9)	135 (20,9)
Soutien aux organes vitaux au jour 0
Sans soutien aux organes vitaux	71 (11,2)	54 (8,4)
Oxygène à faible débit	334 (52,7)	363 (56,2)
Canule nasale à haut débit	149 (23,5)	153 (23,7)
Ventilation non effractive	22 (3,5)	23 (3,6)
Ventilation mécanique effractive	58 (9,1)	54 (8,3)

Remarque: ÉI = écart interquartile, USI = unité de soins intensifs.

Sauf indication contraire.

Nous avons imputé à toutes les valeurs non disponibles, inconnues ou manquantes la valeur « Non ». Les données sur ces comorbidités sont disponibles pour un sous-ensemble de patients: n = 951 (n = 461 dans le groupe remdésivir et n = 490 dans le groupe témoin).

Les pourcentages totalisent plus de 100 %, car plus d’un groupe ethnique peut avoir été sélectionné.

Parmi les patients auxquels on a attribué le remdésivir, la mortalité perhospitalière a été de 18,7 %, contre 22,6 % chez les patients soumis au traitement standard (risque relatif [RR] 0,83, IC de 95 % 0,67–1,03) (annexe 1, figure supplémentaire S1 et tableau supplémentaire S3), et la mortalité à 60 jours a été de 24,8 % et 28,2 %, respectivement (RR 0,88, IC de 95 % 0,72–1,07). Pour les patients qui n’étaient pas sous ventilation mécanique au départ, le recours à la ventilation mécanique a été de 8,0 % chez ceux qui recevaient le remdésivir et de 15,0 % chez ceux qui recevaient le traitement standard (RR 0,53, IC de 95 % 0,38–0,75). Le nombre moyen de jours sans oxygénothérapie et sans ventilation au jour 28 était de 15,9 (± É.-T. 10,5) et 21,4 (± É.-T. 11,3) chez ceux qui recevaient le remdésivir et de 14,2 (± É.-T. 11) et 19,5 (± É.-T. 12,3) chez ceux qui recevaient le traitement standard (p = 0,006 et 0,007, respectivement). La durée des séjours hospitaliers n’a pas différé entre les 2 groupes (médiane 10 [ÉI 6–18] dans le groupe sous remdésivir c. 9 [ÉI 6–17] dans le groupe témoin) (figure 2), et nous n’avons observé aucune différence quant à la durée du séjour hospitalier chez les survivants (tableau 2).

Figure 2:

Intervalle entre randomisation et mortalité: données censurées à partir du congé hospitalier, 15 ou 29 j, selon la dernière observation. Remarque: IC = intervalle de confiance, RR = risque relatif.

Tableau 2:

Indicateurs cliniques des patients de l’essai CATCO

Indicateur	Nbre (%)* de patients sous remdésivirn = 634	Nbre (%)* de patients sous Tx standardn = 647	RR (IC de 95 %) ou différence des moyennes/médianes (IC de 95 %)	Différence de risque, % (IC de 95 %)
Mortalité hospitalière, n = 1267†	117 (18,7)	145 (22,6)	0,83 (0,67 à 1,03)	−3,9 (−8,3 à 1,03)
Mortalité au jour 60, n = 1052‡	127 (24,8)	152 (28,2)	0,88 (0,72 à 1,07)	−3,4 (−8,8 à 1,9)
Nouveau recours à la ventilation mécanique, n = 1168§	46 (8,0)	89 (15,0)	0,53 (0,38 à 0,75)	−7,0 (−10,6 à −3,4)
Durée médiane (ÉI) du séjour hospitalier†	10 (6 à 18)	9 (6 à 17)	0 (−1 à 0)
Durée médiane (ÉI) du séjour hospitalier chez les survivants, n = 1005	9 (6 à 17)	9 (6 à 16)	0 (−1 à 0)
Durée médiane (ÉI) du séjour hospitalier chez les non-survivants, n = 262	12 (5 à 20)	11 (6 à 20)	0 (−2 à 2)
Nouveau recours à l’oxygénothérapie¶, n = 125	16 (22,5)	16 (29,6)	0,76 (0,42 à 1,38)	−7,1 (−2,3 à 8,5)
Nbre moyen ± É.-T.** de jours sans oxygénothérapie au jour 28, médiane (ÉI) n = 1168	15,9 ± 10,520 (0 à 24)	14,2 ± 11,119 (0 à 24)	1,7 (0,4 à 3,0)0 (−1 à 0)
Nbre moyen ± É.-T.** de jours sans ventilation au jour 28, médiane (ÉI) n = 1168	21,4 ± 11,328 (19 à 28)	19,5 ± 12,328 (1 à 28)	1,9 (0,5 à 3,2)0 (0)
Innocuité
Nouvelle insuffisance hépatique††	82 (13,1)	88 (13,7)	0,96 (0,72 à 1,26)	−0,6 (−4,4 à 3,1)
Nouvelle dialyse‡‡, n = 1265	16 (2,6)	15 (2,3)	1,09 (0,54 à 2,19)	0,2 (−1,5 à 1,9)
Créatinine sérique moyenne ± É.-T. au jour 5, médiane (ÉI) n = 936	86,7 ± 78,071 (57–88,5)	87,7 ± 79,269 (57–87,5)	−0,92(−10,9 à 9,1)−1 (−4 à 2)

Remarque: ALT = alanine aminotransférase, ÉI = écart interquartile, É.-T. = écart-type, IC = intervalle de confiance, RR = risque relatif.

Sauf indication contraire.

Les données sur la mortalité perhospitalière et la durée du séjour hospitalier sont manquantes pour 15 patients: 6 patients étaient toujours hospitalisés et 9 avaient retiré leur consentement.

230 patients ont retiré leur consentement ou ont été perdus au suivi post-congé.

Défini par ventilation effractive à partir du jour 2, mais non au jour 1.

Défini par oxygénothérapie au jour 2, mais non au jour 1.

Les données sur les patients transférés vers un autre établissement ou aux soins palliatifs avant le jour 28 et les patients réhospitalisés et codés sous oxygénothérapie au jour 29, étaient considérées comme manquantes.

Défini par insuffisance hépatique aiguë, déterminée cliniquement ou par une ALT au jour 5 > 2 fois l’ALT au jour 1.

Défini par dialyse chez ceux qui n’étaient pas sous dialyse au départ. Seize patients étaient sous dialyse au jour 1 et ont été exclus du dénominateur, n = 1265: 625 sous remdésivir et 640 témoins.

L’examen de la mortalité perhospitalière dans les sousgroupes préspécifiés montre que l’effet du traitement n’a pas varié selon l’âge, le sexe, la gravité de la maladie ou la durée des symptômes (figure 3).

Figure 3:

Diagramme en forêt des sous-groupes pertinents. Remarque: La valeur p provient du test d’interaction entre le traitement et n’importe quelle variable des sous-groupes.

Le rétablissement clinique, selon la position à l’échelle ordinale de l’OMS, est présenté au tableau 3 et le statut au jour 15, à la figure 4.

Tableau 3:

État clinique à l’échelle ordinale en 10 points de l’Organisation mondiale de la Santé avec le remdésivir c. Tx standard dans un modèle de risques proportionnels ajusté en fonction de la position à l’échelle ordinale au jour 1*

Jour	Rapport des cotes	Intervalle de confiance de 95 %	Test de la somme des rangs de Wilcoxon Valeur p
3	0,88	0,71–1,08	0,1753
5	0,84	0,69–1,03	0,0931
8	0,79	0,64–0,97	0,0232
11	0,78	0,63–0,97	0,0240
15	0,85	0,69–1,05	0,0923
29	0,89	0,72–1,10	0,2580
60	0,91	0,73–1,14	0,4733

Détails à l’annexe 1, accessible en anglais au www.cmaj.ca/lookup/doi/10.1503/cmaj.211698/tab-related-content.

Figure 4:

Gravité de l’état clinique selon la position sur l’échelle ordinale de l’Organisation mondiale de la Santé 15 jours après la randomisation (de 0 à 10, 10 correspondant au décès).

Innocuité

On n’a noté aucune différence quant aux indicateurs secondaires d’innocuité entre les groupes soumis à l’intervention pour ce qui est de la créatinine sérique au jour 5, et de l’incidence des nouvelles dialyses ou de l’insuffisance hépatique (tableau 2).

Interprétation

Dans le volet CATCO de l’essai clinique international Solidarity de l’OMS, nous avons constaté que sur 1282 patients admis pour la COVID-19 dans 52 hôpitaux au Canada, la mortalité perhospitalière des patients traités par remdésivir a été moins élevée que celle du groupe témoin. Les petits essais régionaux risquent fort d’être dotés d’une puissance statistique insuffisante pour détecter les effets modestes, mais importants du traitement et la collaboration internationale est fondamentale. Pendant ce temps, comprendre le rôle des traitements dans différents systèmes de santé requiert une analyse soigneuse des données pour détecter les effets régionaux et comprendre si certaines différences sont l’effet du hasard14.

Dans un éventail de sous-groupes préspécifiés de patients établis selon l’âge, le sexe, le degré d’assistance respiratoire à l’admission, et la durée des symptômes, le risque de mortalité perhospitalière a concordé avec les principales observations concernant l’ensemble des patients canadiens (figure 3). Le bienfait du traitement a été le plus manifeste sur le plan de la prévention du recours à la ventilation mécanique, ce qui suggère une valeur ajoutée probable pour les patients moins gravement atteints afin d’éviter la détérioration de leur état durant le séjour hospitalier. Nous avons constaté un plus grand nombre de jours sans ventilation ni oxygénothérapie chez les patients sous remdésivir, de même qu’une amélioration du rétablissement clinique au jour 15, qui concordent en majeure partie avec d’autres essais publiés, y compris l’essai ACTT-1 (Adaptive COVID-19 Treatment Trial), réalisé par Wang et coll., et l’essai Discovery, une autre sous-étude de Solidarity4,15,16. Cela pourrait avoir des conséquences importantes pour les patients et pour les systèmes de santé, particulièrement lorsque les capacités en matière d’USI, de ventilation mécanique ou d’oxygénothérapie sont limitées.

Les conclusions de l’essai CATCO sont également importantes et complètent celles de Solidarity, car elles aident à répondre aux questions concernant l’applicabilité à grande échelle d’un protocole simple, déployé dans de nombreux hôpitaux et systèmes de soins de santé de pays à revenu faible et élevé. Le Canada est doté d’un système bien développé et relativement riche en ressources, avec un système de soins aigus et des soins intensifs sous réglementation fédérale et administration provinciale17. Les hospitalisations, y compris le coût des médicaments, sont en général entièrement couvertes par les provinces et le fédéral, avec des frais minimes, voire nuls, pour les patients. Le nombre de lits de soins aigus et de soins intensifs, même s’il a diminué au fil des ans, reste semblable à ceux de nombreux pays à revenu élevé18,19. Par conséquent, comprendre la variabilité des résultats entre les différents systèmes de santé est crucial lorsqu’il est question des bienfaits relatifs des médicaments qui pourraient procurer des avantages légers, mais réels.

L’essai CATCO a aussi permis de recueillir des données plus détaillées sur les patients recrutés comparativement à beaucoup d’autres régions dans le monde (p. ex., un suivi plus long de la mortalité et l’intégration des indicateurs d’innocuité); il propose des résultats applicables à d’autres systèmes de santé similaires. De même, l’essai CATCO a permis de continuer le recrutement de patients canadiens après la date d’arrêt de l’essai international, ajoutant 330 patients de plus qui ne faisaient partie de Solidarity, pendant une bonne partie de la troisième vague de COVID-19 au Canada et l’émergence du variant Alpha. Il s’agit du plus volumineux essai émanant d’un pays individuel sur le remdésivir publié à ce jour. Nous avons pu inclure les données de plusieurs ethnicités, une composante importante pour assurer la généralisabilité de nos résultats dans le système de santé canadien, ce qui rappelle l’utilité de recruter à partir d’un plus vaste bassin d’établissements de soins de santé15,20.

Les prises de décision relatives à l’utilisation du remdésivir au Canada bénéficieront de l’examen continu en économie de la santé, qui comparera les effets et les coûts potentiels du traitement par remdésivir au cours de cet essai. Les données de petits ERC sur l’équivalence des cycles de traitement de 5 ou de 10 jours devraient entrer en ligne de compte pour toute recommandation sur son déploiement21. Étant donné la forte probabilité d’un effet hétérogène du traitement par remdésivir selon la gravité de la maladie chez les patients hospitalisés, il sera important d’en assurer une gouvernance soigneuse.

Il sera aussi très important de comprendre les différences de risques entre les populations et les essais ainsi que l’incidence de ces derniers sur le rôle du remdésivir. La mortalité dans le groupe témoin de l’essai CATCO pour ce qui est du décès à 60 jours était de 28,2 %, c. 15,2 % pour la cohorte ACTT-1 à 29 jours16. Cela témoigne probablement de la phase de la pandémie où les patients ont été recrutés, de la gravité de la maladie au départ et de l’intérêt plus grand pour un recrutement dans les USI, pour la mortalité posthospitalière22, et peut-être, pour les contraintes imposées aux ressources hospitalières23. Les synthèses de données à venir entre les essais devraient tenir compte de ces risques différents au départ, en tant que modificateurs potentiels de l’effet.

Limites de l’étude

Ce rapport porte sur un nombre moindre de patients que l’essai principal Solidarity et est donc doté d’une puissance moindre pour montrer de manière indépendante la portée statistique de l’indicateur principal de mortalité. L’essai canadien représente les indicateurs d’une intervention offerte par un système de santé riche en ressources. Nos conclusions aident à comprendre les effets attendus dans des systèmes similaires; nos données concordent davantage avec celles de l’essai ACTT-1.

L’information sur le variant du SRAS-CoV-2 en cause n’était pas disponible à l’échelle des patients individuels; l’effet du remdésivir en tant qu’antiviral est donc impossible à évaluer pour différentes souches. Par contre, les patients de la troisième vague mentionnés ici ont fort probablement contracté la souche Alpha24. Comme la pandémie a évolué rapidement, il est important de mesurer l’incidence de l’évolution des soins pendant cet essai; des analyses chronologiques seront envisagées lors du traitement post hoc des données. Les indicateurs, comme le recours à la ventilation mécanique, subiront aussi l’influence des objectifs de soins pour les patients et nous ne pouvons écarter certains écarts entre les groupes en ce qui concerne l’admissibilité à la ventilation mécanique. Un indicateur mixte composé du recours à l’intubation et de la mortalité chez les patients non ventilés au départ pour l’analyse post hoc est inclus à l’annexe 1, au tableau S3.

Il a souvent été difficile durant la pandémie d’effectuer des suivis; ainsi, nous avons été incapables de contacter une partie des patients pour évaluer certains indicateurs après leur congé hospitalier.

En terminant, comme d’autres études de grande envergure sur cette pandémie, nous n’avons pas recueilli de données précises sur le dépistage dans les sites participants en raison des contraintes imposées aux systèmes de santé par la pandémie25. Étant donné le petit nombre de critères d’exclusion, il est peu probable que ces derniers aient une incidence négative sur la généralisabilité de nos observations, et le profil démographique des patients inscrits était similaire à celui de l’ensemble des patients canadiens hospitalisés pour la COVID-1926,27.

Conclusion

Cet essai a révélé que, comparativement au traitement standard seulement, chez les patients canadiens hospitalisés pour la COVID-19, le remdésivir en association avec le traitement standard a amélioré les indicateurs secondaires comme le recours à la ventilation mécanique chez les patients non ventilés au départ, même s’il n’était pas doté d’une puissance statistique suffisante pour détecter les différences de mortalité. Pour comprendre quelles populations de patients en bénéficieraient le plus, il faudra procéder à des méta-analyses.