Epistolae Pauli cum glossa ordinaria.

F. 1 Maximes tirées des Pères : « Mulier est caput peccati... » etc. (XIIe et XVIe s.) ; Vers rythmiques : « Vinea culta fuit... » (XVIe s.) (Hervieux, Fabulistes lat., IV, 353). F. 2v Epist. Pauli ad Laodicenses. F. 3 « Divisio prime epistole ad Romanos ». F. 5 XIV. Epist. Pauli, cum glossa ordinaria. F. 187 Note en espagnol relative au prix du blé en 1528 et à un arrêt de la cour de Navarre du 27 nov. 1530. F. 188 Fragm. de grammaire commençant par 4 distiques : « [J]anua sum rudibus... Poeta. Que pars... — ... hec manus, genitivo harum. » (Écriture bolonaise, XIIIe-XIVe s.).

Coutumes de Toulouse.

Acquis en 1790 lors de la réunion à la Bibliothèque du roi du Dépôt des chartes fondé en 1762, cf. Omont, Collection Moreau, 167; Delisle, Cab. des mss., I, 557-575; — "du Cabinet des Chartes"; cf. B.n.F., département des Manuscrits, nouv. acq. fr. 5530

Breviarium Strigoniense.

Cf. notice du ms. par Leroquais, Bréviaires, III, 182-185 n° 591 et pl. XCIX; P. Radó, Libri liturgici manuscripti bibliothecarum Hungariae et limitropharum regionum, Budapest, 1973. Un bréviaire d'Esztergom a été imprimé en 1524 à Venise. F. 2-8v Calendrier à l'usage d'Esztergom, avec un grand nombre de saints d'origines diverses (2-7v); cf. Leroquais, op. cit., 182. À noter les saints non mentionnés dans les Acta sanctorum, ou du moins pas pour la date correspondante; ne sont pas relevés les saints hongrois considérés comme classiques par Radó, op. cit., passim : 4 févr., «Victoris m.»; 8 févr., «Juliani m.»; 13 févr., «Adalberti m.», signalé une fois dans Radó, op. cit., 96 d'après ms. Budapest, B. N. Hung., c. l. m. ae. 395; 15févr., «Faustiani m.»; 21 févr., «Septuaginta mm.», non signalé sous cette forme pour cette date dans Radó, op. cit.; 15 mars, «Hilarii conf. et pont.», non signalé sous cette forme pour cette date dans Radó, op. cit.; 17 mars, «Bernardi conf.»; 26mars, «Eustachii abb.», signalé une fois dans Radó, op. cit., 96 d'après ms. Budapest, B.N. Hung., c. l. m. ae. 395; 28 mars, «Gastuli m.», non signalé dans Radó, op. cit.; 3 juill., «Bonifacii ep.», non signalé dans Radó, op. cit.; 5 juill., «Dominici m.»; 4 août, «Gaudentii ep. et conf.», signalé une fois dans Radó, op. cit., 329 d'après ms. Budapest, B. N. Hung., c. l. m. ae. 408; 8 août, «Adventus sanguinis D. N. J. C.»; 31 août, «Pauli ep. et m.», non signalé dans Radó, op. cit.; 12 oct., «Quatuor milium mm.», non signalé dans Radó, op. cit., à rapprocher de quatuor mille octingenti septuaginta mm., cf. Radó, op. cit., 167 d'après ms. Esztergom, B. metropolitana Strigoniensis I. 20; 14 oct., «Cerbonii conf.»; 27 oct., «Vedasti m.»; 15 nov., «Martini conf.», non signalé pour cette date dans Radó, op. cit; 20 nov., «Aniani ep. [Aurelianensis] et conf.». Pour plusieurs saints du calendrier on ne trouve pas d'office dans le sanctoral, et vice versa. — «Sequitur tabula impositionis historiarum...» (8-8v). F. 11-76 Psautier férial (11-72). — Office des défunts à l'usage d'Esztergom (72v-76); cf. K. Ottosen, The responsories and versicles of the latin office of the dead, Aarhus 1993, 127 (description des ff.74v-75v = «BN8879B») et 180 (description des ff.72v-74v = «BN8879A»). F. 77-528v Temporal : «Incipit breviarium secundum chorum alme ecclesie Strigoniensis. Dominica prima in adventu Domini...» (77-282v). Sanctoral : «Incipit secunda pars breviarii scilicet de festivitatibus. De s. Silvestro...» (286-486). À noter : office de l'Immaculée Conception composé par Léonard Nogarolo (480v). Commun des saints : «Incipit commune de sanctis et primo in vigilia unius apostoli...» (486v-513v). — «Sequitur de b. Virgine sabbatis diebus per estatem. Ad vesperas...» (513v-516v). «In quotidianis horis b. Virginis...» (516v-525). — «Sequuntur preces in quadragesima...» (525-526v). — «Sequuntur suffragia sabbatis diebus per estatem...» (526v-528), dont suffrages des ss. [Stephani regis Hungariae; Emerici ducis] (527), [Ladislai regis Hungariae; Adalberti ep. Pragensis et m.] (527v). — «Absolutio excommunicati...» (528-528v). 106 hymnes mentionnées dans la table des incipit, dont une non répertoriée dans Chevalier, Repert. hymn. ni dans les A. H., pour les confesseurs : «Christe lucis splendor vere fabrice mundi semper nobis parcens miserere confessorum precibus//...» (506v); cf. P. Radó, Répertoire hymnologique des mss. liturgiques dans les bibliothèques publiques de Hongrie, Budapest 1945, n° 111, relevée une fois dans le ms. Budapest, Bibl. nat. Hung. c. l. m. ae. 132, ms. décrit par Radó, Libri liturgici..., op. cit., 395-400.

Breviarium Strigoniense.

Cf. notice du ms. par Leroquais, Bréviaires, III, 182-185 n° 591 et pl. XCIX; P. Radó, Libri liturgici manuscripti bibliothecarum Hungariae et limitropharum regionum, Budapest, 1973. Un bréviaire d'Esztergom a été imprimé en 1524 à Venise. F. 2-8v Calendrier à l'usage d'Esztergom, avec un grand nombre de saints d'origines diverses (2-7v); cf. Leroquais, op. cit., 182. À noter les saints non mentionnés dans les Acta sanctorum, ou du moins pas pour la date correspondante; ne sont pas relevés les saints hongrois considérés comme classiques par Radó, op. cit., passim : 4 févr., «Victoris m.»; 8 févr., «Juliani m.»; 13 févr., «Adalberti m.», signalé une fois dans Radó, op. cit., 96 d'après ms. Budapest, B. N. Hung., c. l. m. ae. 395; 15févr., «Faustiani m.»; 21 févr., «Septuaginta mm.», non signalé sous cette forme pour cette date dans Radó, op. cit.; 15 mars, «Hilarii conf. et pont.», non signalé sous cette forme pour cette date dans Radó, op. cit.; 17 mars, «Bernardi conf.»; 26mars, «Eustachii abb.», signalé une fois dans Radó, op. cit., 96 d'après ms. Budapest, B.N. Hung., c. l. m. ae. 395; 28 mars, «Gastuli m.», non signalé dans Radó, op. cit.; 3 juill., «Bonifacii ep.», non signalé dans Radó, op. cit.; 5 juill., «Dominici m.»; 4 août, «Gaudentii ep. et conf.», signalé une fois dans Radó, op. cit., 329 d'après ms. Budapest, B. N. Hung., c. l. m. ae. 408; 8 août, «Adventus sanguinis D. N. J. C.»; 31 août, «Pauli ep. et m.», non signalé dans Radó, op. cit.; 12 oct., «Quatuor milium mm.», non signalé dans Radó, op. cit., à rapprocher de quatuor mille octingenti septuaginta mm., cf. Radó, op. cit., 167 d'après ms. Esztergom, B. metropolitana Strigoniensis I. 20; 14 oct., «Cerbonii conf.»; 27 oct., «Vedasti m.»; 15 nov., «Martini conf.», non signalé pour cette date dans Radó, op. cit; 20 nov., «Aniani ep. [Aurelianensis] et conf.». Pour plusieurs saints du calendrier on ne trouve pas d'office dans le sanctoral, et vice versa. — «Sequitur tabula impositionis historiarum...» (8-8v). F. 11-76 Psautier férial (11-72). — Office des défunts à l'usage d'Esztergom (72v-76); cf. K. Ottosen, The responsories and versicles of the latin office of the dead, Aarhus 1993, 127 (description des ff.74v-75v = «BN8879B») et 180 (description des ff.72v-74v = «BN8879A»). F. 77-528v Temporal : «Incipit breviarium secundum chorum alme ecclesie Strigoniensis. Dominica prima in adventu Domini...» (77-282v). Sanctoral : «Incipit secunda pars breviarii scilicet de festivitatibus. De s. Silvestro...» (286-486). À noter : office de l'Immaculée Conception composé par Léonard Nogarolo (480v). Commun des saints : «Incipit commune de sanctis et primo in vigilia unius apostoli...» (486v-513v). — «Sequitur de b. Virgine sabbatis diebus per estatem. Ad vesperas...» (513v-516v). «In quotidianis horis b. Virginis...» (516v-525). — «Sequuntur preces in quadragesima...» (525-526v). — «Sequuntur suffragia sabbatis diebus per estatem...» (526v-528), dont suffrages des ss. [Stephani regis Hungariae; Emerici ducis] (527), [Ladislai regis Hungariae; Adalberti ep. Pragensis et m.] (527v). — «Absolutio excommunicati...» (528-528v). 106 hymnes mentionnées dans la table des incipit, dont une non répertoriée dans Chevalier, Repert. hymn. ni dans les A. H., pour les confesseurs : «Christe lucis splendor vere fabrice mundi semper nobis parcens miserere confessorum precibus//...» (506v); cf. P. Radó, Répertoire hymnologique des mss. liturgiques dans les bibliothèques publiques de Hongrie, Budapest 1945, n° 111, relevée une fois dans le ms. Budapest, Bibl. nat. Hung. c. l. m. ae. 132, ms. décrit par Radó, Libri liturgici..., op. cit., 395-400.

恒星經緯圖說Heng xing jing wei tu shuo.

Carte des latitudes et longitudes des étoiles fixes ; avec légende. Cartes des deux hémisphères comme la précédente (Chinois 4913), plus grande.

崇禎曆書Chong zheng li shu.Collection relative au calendrier, années Chong zheng.

Contient : I恒星曆指Heng xing li zhi.Théorie des étoiles fixes ; II恒星經緯表Heng xing jing wei biao.Tables des latitudes et longitudes des étoiles fixes

Heng xing li zhi.

Théorie des étoiles fixes.Feuillets détachés.

L’influence du climat scolaire sur les résultats des élèves: effet-établissement ou perception individuelle?

La littérature montre que les résultats scolaires ne sont pas seulement imputables aux caractéristiques individuelles et familiales des élèves, mais qu’ils sont également influencés par l’établissement scolaire fréquenté. Utilisant une analyse multiniveaux comprenant deux niveaux hiérarchiques, soit l’élève et l’école, la présente recherche vise à démontrer l’impact du climat scolaire sur les résultats des élèves du secondaire. Dans ce contexte, le climat scolaire perçu est mesuré à partir de six indicateurs de perception mesurés à l’aide du Questionnaire sur l’Environnement Socioéducatif (QES) (Janosz, 2000). Les indicateurs utilisés pour rendre compte de l’effet-établissement sont ces indicateurs de climat scolaire agrégés par école. Les analyses ont été effectuées sur un échantillon transversal de 54 écoles publiques, parmi lesquelles 30 685 élèves âgés de 13 à 17 ans ont complété le questionnaire. Les résultats de l’analyse permettent de constater d’une part, que le climat scolaire influence bel et bien la réussite des élèves et d’autre part, qu’il est possible de différencier l’effet du climat perçu selon qu’il se situe au niveau de l’élève ou qu’il soit plutôt agrégé au niveau de l’école. À cet effet, seul le climat agrégé, plus particulièrement les climats éducatif et d’appartenance, permet d’expliquer les différences entre les écoles sur la base des résultats scolaires en français et en mathématiques.

La constitutionnalisation du droit du travail : un nouveau paradigme

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La protection des données personnelles en France

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L’influence des médias électroniques sur la formation de l’opinion publique : du mythe à la réalité

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La règle de conflit applicable au contrat international de travail en droit international privé québécois

"Mémoire présenté à la faculté des études supérieures en vue de l'obtention du grade de maître en droit (LL.M.)"

Analyse de la pratique et des besoins des acteurs pour l’utilisation d’aides à la communication en déficience intellectuelle

La présente recherche a pour objet la pratique orthophonique en suppléance à la communication (SC) auprès de personnes qui ont une déficience intellectuelle (DI). Des recherches ont montré que les aides à la communication à sortie vocale (ACSV) pouvaient améliorer la communication des personnes ayant une DI. Cependant, la plupart de ces recherches ont été menées dans des conditions idéales qui ne reflètent pas nécessairement celles que l’on retrouve dans les milieux cliniques typiques. On connaît peu de choses sur les pratiques professionnelles en SC auprès des personnes ayant une DI. Le but de cette recherche est de décrire la pratique orthophonique, de documenter les perspectives des utilisateurs sur les résultats des interventions et de décrire l’implication des parents et leurs habiletés à soutenir leur enfant dans l’utilisation d’une ACSV afin de proposer un modèle d’intervention en SC auprès de cette clientèle qui tienne compte de ces différentes perspectives. Une méthode qualitative a été choisie pour réaliser la recherche. Des entrevues individuelles semi-structurées ont été réalisées avec onze orthophonistes francophones et avec des parents ou familles d’accueil de dix utilisateurs d’ACSV et des entrevues structurées ont été menées avec huit utilisateurs d’ACSV. Un outil d’entrevue a été conçu à l’aide de pictogrammes pour permettre aux utilisateurs d’ACSV de répondre à des questions portant sur leur appréciation et utilisation de leur ACSV, leur satisfaction et priorités de communication. Un cadre conceptuel a été conçu à partir des guides de pratique clinique et un codage semi-ouvert a été utilisé pour réaliser les analyses thématiques des données provenant des orthophonistes. Un codage ouvert a servi à analyser les données provenant des parents. Des analyses descriptives ont servi à examiner les réponses des utilisateurs. Diverses procédures ont assuré la crédibilité des analyses. Entre autres, les analyses des entrevues des orthophonistes ont été validées lors d’un groupe de discussion avec sept participantes orthophonistes. Les résultats montrent que les ACSV sont utilisées surtout dans le milieu scolaire. Elles sont parfois utilisées lors des loisirs et dans la communauté, mais ces contextes sont ceux où les utilisateurs ont exprimé le plus d’insatisfaction et où se situe la majeure partie des priorités qu’ils ont identifiées. Les analyses ont permis d’identifier les facteurs qui rendent compte de ces résultats. Les orthophonistes manquent d’outils pour réaliser des évaluations exhaustives des capacités des clients et elles manquent de procédures pour impliquer les parents et obtenir d’eux une description complète des besoins de communication de leur enfant. Conséquemment, l’ACSV attribuée et le vocabulaire programmé ne répondent pas à l’ensemble des besoins de communication. Certaines orthophonistes manquent de connaissances sur les ACSV ou n’ont pas le matériel pour faire des essais avec les clients. Il en résulte un appariement entre la personne et l’ACSV qui n’est pas toujours parfait. À cause d’un manque de ressources en orthophonie, les parents sont parfois laissés sans soutien pour apporter les changements à la programmation lors des transitions dans la vie de leur enfant et certains ne reçoivent pas d’entraînement visant à soutenir l’utilisation de l’ACSV. Un modèle d’intervention en SC est proposé afin d’améliorer la pratique orthophonique auprès de cette population.

Effets d’un programme prénatal de groupe adressé aux couples parentaux pour prévenir la dépression postnatale des femmes de classes moyenne et défavorisée habitant en Catalogne Nord et en France Sud

La dépression postnatale (DP) est un problème de santé publique très fréquent dans différentes cultures (Affonso et al, 2000). En effet, entre 10% à 15% des mères souffrent d’une symptomatogie dépressive ainsi que l’indiquent Gorman et al. (2004). La prévention de la DP est l’objectif de différents programmes prénatals et postnatals (Dennis, 2005; Lumley et al, 2004). Certains auteurs notent qu’il est difficile d’avoir accès aux femmes à risque après la naissance (Evins et al, 2000; Georgiopoulos et al, 2001). Mais, les femmes fréquentent les centres de santé pendant la grossesse et il est possible d’identifier les cas à risque à partir des symptômes prénataux dépressifs ou somatiques (Riguetti-Veltema et al, 2006); d’autant plus qu’un grand nombre de facteurs de risque de la DP sont présents pendant la grossesse (O’Hara et Gorman, 2004). C’est pourquoi cette étude fut initiée pendant le premier trimestre de la grossesse à partir d’une détection précoce du risque de DP chez n= 529 femmes de classes moyenne et défavorisée, et, cela, au moyen d’un questionnaire validé utilisé à l’aide d’une entrevue. L’étude s’est effectuée dans trois villes : Barcelone, Figueres, et Béziers au cours des années 2003 à 2005. Objectif général : La présente étude vise à évaluer les effets d’un programme prénatal de groupes de rencontre appliqué dans la présente étude chez des couples de classe socioéconomique non favorisée dont les femmes sont considérées comme à risque de dépression postnatale. L’objectif spécifique est de comparer deux groupes de femmes (un groupe expérimental et un groupe témoin) par rapport aux effets du programme prénatal sur les symptômes de dépression postnatale mesurés à partir de la 4ème semaine après l’accouchement avec l’échelle EPDS. Hypothèse: Les femmes participant au programme prénatal de groupe adressé aux couples parentaux, composé de 10 séances hebdomadaires et inspiré d’une orientation psychosomatique présenteront, au moins, un taux de 6% inférieur de cas à risque de dépression postnatale que les femmes qui ne participent pas, et cela, une fois évaluées avec l’échelle EPDS (≥12) 4 semaines après leur accouchement. Matériel et méthode: La présente étude évaluative est basée sur un essai clinique randomisé et longitudinal; il s’étend de la première ou deuxième visite d’échographie pendant la grossesse à un moment situé entre la 4ème et la 12ème semaine postnatale. Les participants à l’étude sont des femmes de classes moyenne et défavorisée identifiées à risque de DP et leur conjoint. Toutes les femmes répondant aux critères d’inclusion à la période du recrutement ont effectué une entrevue de sélection le jour de leur échographie prénatale à l’hôpital (n=529). Seules les femmes indiquant un risque de DP furent sélectionnées (n= 184). Par la suite, elles furent distribuées de manière aléatoire dans deux groupes: expérimental (n=92) et témoin (n=92), au moyen d’un programme informatique appliqué par un statisticien considérant le risque de DP selon le questionnaire validé par Riguetti-Veltema et al. (2006) appliqué à l’aide d’une entrevue. Le programme expérimental consistait en dix séances hebdomadaires de groupe, de deux heures et vingt minutes de durée ; un appel téléphonique entre séances a permis d’assurer la continuité de la participation des sujets. Le groupe témoin a eu accès aux soins habituels. Le programme expérimental commençait à la fin du deuxième trimestre de grossesse et fut appliqué par un médecin et des sages-femmes spécialement préparées au préalable; elles ont dirigé les séances prénatales avec une approche psychosomatique. Les variables associées à la DP (non psychotique) comme la symptomatologie dépressive, le soutien social, le stress et la relation de couple ont été évaluées avant et après la naissance (pré-test/post-test) chez toutes les femmes participantes des deux groupes (GE et GC) utilisant : l’échelle EPDS (Cox et al,1987), le Functional Social Support Questionnaire (Broadhead et al, 1988), l’évaluation du stress de Holmes et Rahe (1967) et, l’échelle d’ajustement dyadique de Spanier (1976). La collecte des données prénatales a eu lieu à l’hôpital, les femmes recevaient les questionnaires à la fin de l’entrevue, les complétaient à la maison et les retournaient au rendez-vous suivant. Les données postnatales ont été envoyées par les femmes utilisant la poste locale. Résultats: Une fois évalués les symptômes dépressifs postnatals avec l’échelle EPDS entre la 4ème et la 12ème semaine postnatale et considérant le risque de DP au point de césure ≥ 12 de l’échelle, le pourcentage de femmes à risque de DP est de 39,34%; globalement, les femmes étudiées présentent un taux élevé de symptomatologie dépressive. Les groupes étant comparables sur toutes les variables prénatales, notons une différence dans l’évaluation postnatale de l’EPDS (≥12) de 11,2% entre le groupe C et le groupe E (45,5% et 34,3%). Et la différence finale entre les moyennes de l’EPDS postnatal est de 1,76 ( =11,10 ±6,05 dans le groupe C et =9,34 ±5,17 dans le groupe E) ; cette différence s’aproche de la limite de la signification (p=0,08). Ceci est dû à un certain nombre de facteurs dont le faible nombre de questionnaires bien complétés à la fin de l’étude. Les femmes du groupe expérimental présentent une diminution significative des symptômes dépressifs (t=2,50 / P= 0,01) comparativement au pré-test et indiquant une amélioration au contraire du groupe témoin sans changement. Les analyses de régression et de covariance montrent que le soutien social postnatal, les symptômes dépressifs prénatals et le stress postnatal ont une relation significative avec les symptômes dépressifs postnatals (P<0,0001 ; P=0.003; P=0.004). La relation du couple n’a pas eu d’impact sur le risque de DP dans la présente étude. Par contre, on constate d’autres résultats secondaires significatifs: moins de naissances prématurées, plus d’accouchements physiologiques et un plus faible taux de somatisations non spécifiques chez les mères du groupe expérimental. Recommandations: Les résultats obtenus nous suggèrent la considération des aspects suivants: 1) il faudrait appliquer les mesures pour détecter le risque de DP à la période prénatale au moment des visites d’échographie dont presque toutes les femmes sont atteignables; il est possible d’utiliser à ce moment un questionnaire de détection validé car, son efficacité semble démontrée; 2) il faudrait intervenir auprès des femmes identifiées à risque à la période prénatale à condition de prolonger le programme préventif après la naissance, tel qu’indiqué par d’autres études et par la demande fréquente des femmes évaluées. L’intervention prénatale de groupe n’est pas suffisante pour éviter le risque de DP chez la totalité des femmes. C’est pourquoi une troisième recommandation consisterait à : 3) ajouter des interventions individuelles pour les cas les plus graves et 4) il paraît nécessaire d’augmenter le soutien social chez des femmes défavorisées vulnérables car cette variable s’est révélée très liée au risque de dépression postnatale.

New statistical methods to assess the effect of time-dependent exposures in case-control studies

Contexte. Les études cas-témoins sont très fréquemment utilisées par les épidémiologistes pour évaluer l’impact de certaines expositions sur une maladie particulière. Ces expositions peuvent être représentées par plusieurs variables dépendant du temps, et de nouvelles méthodes sont nécessaires pour estimer de manière précise leurs effets. En effet, la régression logistique qui est la méthode conventionnelle pour analyser les données cas-témoins ne tient pas directement compte des changements de valeurs des covariables au cours du temps. Par opposition, les méthodes d’analyse des données de survie telles que le modèle de Cox à risques instantanés proportionnels peuvent directement incorporer des covariables dépendant du temps représentant les histoires individuelles d’exposition. Cependant, cela nécessite de manipuler les ensembles de sujets à risque avec précaution à cause du sur-échantillonnage des cas, en comparaison avec les témoins, dans les études cas-témoins. Comme montré dans une étude de simulation précédente, la définition optimale des ensembles de sujets à risque pour l’analyse des données cas-témoins reste encore à être élucidée, et à être étudiée dans le cas des variables dépendant du temps. Objectif: L’objectif général est de proposer et d’étudier de nouvelles versions du modèle de Cox pour estimer l’impact d’expositions variant dans le temps dans les études cas-témoins, et de les appliquer à des données réelles cas-témoins sur le cancer du poumon et le tabac. Méthodes. J’ai identifié de nouvelles définitions d’ensemble de sujets à risque, potentiellement optimales (le Weighted Cox model and le Simple weighted Cox model), dans lesquelles différentes pondérations ont été affectées aux cas et aux témoins, afin de refléter les proportions de cas et de non cas dans la population source. Les propriétés des estimateurs des effets d’exposition ont été étudiées par simulation. Différents aspects d’exposition ont été générés (intensité, durée, valeur cumulée d’exposition). Les données cas-témoins générées ont été ensuite analysées avec différentes versions du modèle de Cox, incluant les définitions anciennes et nouvelles des ensembles de sujets à risque, ainsi qu’avec la régression logistique conventionnelle, à des fins de comparaison. Les différents modèles de régression ont ensuite été appliqués sur des données réelles cas-témoins sur le cancer du poumon. Les estimations des effets de différentes variables de tabac, obtenues avec les différentes méthodes, ont été comparées entre elles, et comparées aux résultats des simulations. Résultats. Les résultats des simulations montrent que les estimations des nouveaux modèles de Cox pondérés proposés, surtout celles du Weighted Cox model, sont bien moins biaisées que les estimations des modèles de Cox existants qui incluent ou excluent simplement les futurs cas de chaque ensemble de sujets à risque. De plus, les estimations du Weighted Cox model étaient légèrement, mais systématiquement, moins biaisées que celles de la régression logistique. L’application aux données réelles montre de plus grandes différences entre les estimations de la régression logistique et des modèles de Cox pondérés, pour quelques variables de tabac dépendant du temps. Conclusions. Les résultats suggèrent que le nouveau modèle de Cox pondéré propose pourrait être une alternative intéressante au modèle de régression logistique, pour estimer les effets d’expositions dépendant du temps dans les études cas-témoins