Sébastien Garny

La Rivière

Bojan Mirkovic

Alexandra Knafo

Nicolas Bodeau

Real Labelle

David Cohen

Priscille Gérardin

Jean Marc Guilé
email: jmguile@gmail.com

RAISONS DE VIVRE CHEZ LES ADOLESCENTS SUICIDANTS, SPECIFICITES DU TROUBLE DE PERSONNALITE LIMITE Reasons For Living In Suicidal Adolescents With Borderline Personality Disorder

Keywords: Suicide, Adolescent, Trouble de Personnalité Limite, Borderline, raisons de vivre Suicide, Adolescent, Borderline Personality Disorder (BPD), Reasons for living, RFL-A

INTRODUCTION: Adolescent suicide is a major public health problem, especially among those with Borderline Personality Disorder (BPD). The study of protective factors such as the reasons for living is innovative about this question. Our objective was to analyze the characteristics in the development of reasons for living in suicidal adolescents with BPD, compared with a sample without BPD. METHODS: Adolescent inpatients, aged 13 to 17 years, admitted after suicide attempts, were consecutively included and evaluated within ten days, using the abbreviated version of the Diagnostic Interview for Borderlines-Revised, the Schedule for Affective Disorders and Schizophrenia for School-Age Children-Present and Lifetime Version supported by a team consensus best estimate method for the primary diagnosis and the inclusion in the BPD group, the Columbia-Suicide Severity Rating Scale and the Reasons For Living inventory for Adolescents. RESULTS: 223 adolescents were included, with a sex ratio (M/F) of 0.22 and an average age of 14,8 years. The TPL group scored significantly lower than the non TPL group on the RFL-A total and each of the subscale scores. The highest difference was observed on the subscales « Suicide-Related Concern » and « Self-Acceptance ». DISCUSSION: Our study has highlighted the disturbances in the development of reasons for living in BPD patients, especially on the Suicide-Related Concern and Self-Acceptance dimensions. CONCLUSION : Our observations reinforce the current psychopathological conceptions of BPD and they open interesting perspectives for the management of adolescents with BPD and the prevention of suicidal behaviors.

1 RESUME INTRODUCTION : Le suicide chez les adolescents est un problème de santé publique majeur, en particulier chez ceux présentant un trouble de personnalité limite (TPL). L'étude des facteurs de protection tels que les raisons de vivre est novatrice sur cette question. Notre objectif était d'analyser les caractéristiques des conduites suicidaires et les raisons de vivre chez les adolescents suicidants avec TPL par rapport aux adolescents suicidants sans TPL. Méthodes : Les adolescents suicidants âgés de 13 à 17 ans et hospitalisés après une tentative de suicide ont été consécutivement inclus et évalués dans les 10 jours avec la version abrégée du Diagnostic Interview for Borderlines-Revised, le Kiddie-Schedule for Affective Disorders and Schizophrenia-Present and Lifetime version, en utilisant la méthode de la meilleure estimation consensuelle de l'équipe pour le diagnostic principal et l'inclusion dans le groupe TPL, la Columbia-Suicide Severity Rating Scale et la Reasons For Living inventory for Adolescents. RÉSULTATS : 223 adolescents ont été inclus, avec une sex-ratio (M / F) de 0,22 et un âge moyen de 14,8 ans. Le groupe TPL a obtenu un score significativement inférieur au groupe TPL pour le total RFL-A et pour chaque sous-échelle. Les deux groupes différaient le plus sur les échelles « Peur reliée au suicide » et « Confiance en soi ». DISCUSSION : Notre étude a mis en évidence les anomalies du développement des raisons de vivre chez les adolescents avec TPL, et plus particulièrement dans les dimensions « Peur liées au suicide » et « Confiance en soi ». CONCLUSION : Nos observations confortent les conceptions psychopathologiques actuelles du TPL et ouvrent des perspectives intéressantes pour la prise en charge des adolescents avec TPL et la prévention des conduites suicidaires.

INTRODUCTION :

La suicidalité de l'adolescent constitue un problème de santé publique majeur. Pour Greenfield et al. [START_REF] Greenfield | Correlates, Stability and Predictors of Borderline Personality Disorder among Previously Suicidal Youth[END_REF] le Trouble de la Personnalité Limite (TPL) est l'un des plus importants facteurs de risque indépendants de la récidive suicidaire chez les adolescents suicidants.

Breton et al. [START_REF] Breton | Caractéristiques cliniques des jeunes déprimés en pédopsychiatrie[END_REF], après une analyse de dossier portant sur 75 adolescents suicidants admis dans une clinique spécialisée pour troubles de l'humeur sur une période d'un an (2002)(2003), ont constaté que plus de la moitié des patients présentaient un TPL. L'association TPL et trouble de l'humeur potentialise le risque suicidaire chez l'adolescent. Les adolescents souffrant d'un TPL présentent un risque suicidaire accru en cas de comorbidité psychiatrique (état dépressif majeur, abus de substance) (1) ou lorsqu'ils sont confrontés à un évènement de vie négatif [START_REF] Guilé | Personality Disorders in Childhood and Adolescence[END_REF][START_REF] De | Les troubles de la personnalité limite à l'adolescence[END_REF][START_REF] Guilé | Borderline personality disorder in adolescents: prevalence, diagnosis, and treatment strategies[END_REF].

L'approche cognitivo-comportementale du Trouble de Personnalité Limite, se base aujourd'hui principalement sur la théorie biosociale de Linehan [START_REF] Linehan | Cognitive-behavioral Treatment of Borderline Personality Disorder[END_REF]. Cette dernière émet l'hypothèse de l'existence chez les sujets avec personnalité limite d'une forme de vulnérabilité constitutionnelle du système de régulation émotionnelle. Il en découle chez ces personnes une grande réactivité aux stimuli externes et internes, une forte intensité de la réponse émotionnelle et des difficultés au retour à l'état émotionnel de base. Tout l'enjeu serait alors dès l'enfance de pouvoir apporter à ces enfants une aide pour développer des stratégies de gestion de cette problématique, malheureusement ces enfants sont le plus souvent confrontés à un environnement qui n'est pas préparé ou apte à apporter cette aide. Le trouble tend alors à s'auto-entretenir : chaque expérience de l'enfant non ou inadéquatement métabolisée ne faisant qu'exacerber le déficit en compétence de régulation des émotions. On Actuellement l'approche des crises suicidaires prend en compte aussi bien les facteurs de risque que des facteurs de protection [START_REF] Breton | Protective Factors Against Depression and Suicidal Behaviour in Adolescence[END_REF]. L'Inventaire des Raisons de Vivre (Reasons For Living Inventory, RFL) a été développé dans les années 80 par Linehan et al. [START_REF] Linehan | Reasons for staying alive when you are thinking of killing yourself: the reasons for living inventory[END_REF], puis par Osman et Linehan et s'inscrit dans cette perspective. Partant de l'observation que jusqu'alors en matière de prévention des conduites suicidaires l'attention se focalisait systématiquement sur les facteurs de risque de passage à l'acte et que très peu d'auteurs s'intéressaient aux facteurs de protection, Linehan a décidé de se pencher sur la question des caractéristiques adaptatives des sujets non-suicidants avec l'idée que les suicidants devaient présenter des carences au niveau des facteurs de protection, dont les raisons de vivre. L'approche de Linehan s'inspire de celle de Frankl dans les années 50 (9) qui s'était intéressé à ce qui avait permis aux survivants des camps de concentration de la seconde guerre mondiale de conserver une volonté de vivre malgré leurs conditions de détention. Il suggère ainsi que la capacité à élaborer des croyances sur la vie et de l'espoir vis-à-vis du futur furent des éléments centraux dans la survie de ces individus. À la suite de ces recherches, Frankl a mis au point une thérapie reposant sur le sens de la vie : la logothérapie. Celle-ci met l'accent sur les raisons de vivre d'une personne et surtout sur les efforts qu'elle fait pour les découvrir. Ces théories trouvent leur écho chez A. Beck [START_REF] Beck | Thinking and depression. I. Idiosyncratic content and cognitive distortions[END_REF][START_REF] Beck | The Prediction of suicide[END_REF][START_REF] Beck | The measurement of pessimism: the hopelessness scale[END_REF] dont les travaux ont démontré que les croyances et le niveau d'espérance vis-à-vis du futur étaient directement liés aux pensées et aux conduites suicidaires. Beck met également en avant l'incapacité du suicidaire à se projeter dans le futur et à imaginer son propre avenir [START_REF] Beck | Cognitive Therapy in Clinical Practice: An Illustrative Casebook[END_REF]. La conceptualisation du RFL s'appuie donc sur une approche cognitivo-comportementale des conduites suicidaires qui suppose qu'un des facteurs différenciant les individus non suicidant des suicidant est le contenu de leur système de croyance.

Le développement de la version adulte du RFL (8) s'est opéré en 2 phases : une phase de développement de l'outil (génération des items, analyse factorielle et évaluation de la cohérence interne), puis une phase de validation par deux études (échantillon clinique et non clinique) visant à déterminer la validité du construit (validité discriminante et convergente).

La littérature a depuis largement confirmé les propriétés psychométriques du RFL en population adulte citons ainsi Connel et Meyer [START_REF] Connell | The reasons for living inventory and a college population: adolescent suicidal behaviors, beliefs, and coping skills[END_REF], Osman et al. [START_REF] Osman | Psychometric evaluation of the Reasons for Living Inventory[END_REF][START_REF] Osman | Validation of the Adult Suicidal Ideation Questionnaire and the Reasons for Living Inventory in an adult psychiatric inpatient sample[END_REF] et Range et Penton [START_REF] Range | Hope, hopelessness, and suicidality in college students[END_REF]. L'échelle a été traduite en français par Labelle et al. [START_REF] Labelle | Validation d'une version canadienne-française du Reasons for Living Inventory. [Validation of a French-Canadian version of the Reasons for Living Inventory[END_REF] avec un coefficient alpha de 0,92 pour l'échelle globale et variant de 0,74 à 0,94 pour les différents sous-échelles. D'autres traductions telle celle de l'équipe suédoise de Dobrov [START_REF] Dobrov | Reasons For Living" -translation, psychometric evaluation and relationships to suicidal behaviour in a Swedish random sample[END_REF] ont également confirmé sa solidité.

Toutefois si ces études s'intéressaient souvent à une population jeune aucune n'était spécifiquement tournée vers les adolescents. Concernant le score RFL-A total, le score moyen (sur 6) obtenu par le groupe non-TPL était de 4,4 (+/-0,9) contre 3,7 (+/-1,1) pour le groupe TPL ; t = 4,87 (p < 0,001).

Concernant, Futur Optimism (FO), le score moyen (sur 6) obtenu par le groupe non-TPL était de 4,5 (+/-1) contre 3,9 (+/-1,3) pour le groupe TPL; t = 4,30 (p = 0,0017). Concernant Suicide Related Concern (SRC), le score moyen obtenu par le groupe non-TPL était de 4 (+/-1,4) contre 2,9 (+/-1,4) pour le groupe TPL; t = 5,82 (p < 0,001). Concernant Familly Alliance (FA), le score moyen obtenu par le groupe non-TPL était de 4,6 (+/-1) contre 4,1 (+/-1,3) pour le groupe TPL; t = 2,93 (p = 0,004). Concernant Peer Acceptance and Support (PAS) le score moyen obtenu par le groupe non-TPL était de 4,7 (+/-0,9) contre 4,2 (+/-1,3) pour le groupe TPL ; t = 3,03 (p = 0,003). Enfin concernant Self-Acceptance (SA), le score moyen obtenu par le groupe non-TPL était de 4,3 (+/-1,1) contre 3,5 (+/-1,3) pour le groupe TPL ; t = 5,11 (p < 0,001). Au total le groupe TPL obtient des scores significativement inferieurs au groupe non-TPL pour chacune des sous échelles. Les deux groupes diffèrent le plus sur les échelles « Peur du Suicide » (t = 5,82 ; p < 0,001) et « Confiance en Soi » (t = 5,11 ; p < 0,001). Un comparatif des profils de raisons de vivre à partir scores moyens au RFL-A est présenté en figure 1. 23) dans leur étude de validation du RFL-A obtiennent un ratio de 0,44. La prédominance de filles concernées par la problématique de la tentative de suicide à l'adolescence est un fait avéré, avec un ratio de 0,22 nous nous situons en dessus de la moyenne mais dans des limites tolérables. De plus il faut noter que le sex-ratio au sein des deux groupes était très proche (0,25 pour le groupe « TPL », contre 0,23 pour le groupe « non TPL »), la comparativité des groupes ne souffrant donc pas de cette prédominance de filles, il ne nous a pas semblé opportun de procéder à une standardisation.

De la même façon, l'analyse présentée dans l'article fait état des données catégorielles concernant la dépression, c'est-à-dire la présence d'un trouble dépressif actuel tel qu'évalué par le K-SADS, bien que des données dimensionnelles aient été recueillies avec le questionnaire de Beck mais non-analysées à l'époque de la rédaction de cette étude.

Enfin, la dernière limite que nous devons évoquer concerne la spécificité de notre échantillon. Nous nous sommes en effet volontairement intéressés à une population de suicidant, notre objectif étant de s'affranchir de l'effet déjà mainte fois étudié de cette variable sur les résultats à l'IRV. Conséquemment, ils convient de ne pas tirer des conclusions générales et de convenir de la portée réelle de nos résultats. Ces derniers ne peuvent en effet prétendre être extrapolables à l'ensemble des adolescents présentant un TPL, mais seulement aux suicidant.

CONCLUSION :

Notre étude a permis de mettre en évidence entre les groupes TPL et non-TPL des différences significatives sur les résultats à l'Inventaire de Raison de Vivre tant au niveau du score total que des scores aux différentes sous échelles. Ces différences suggèrent des particularités dans l'élaboration de raisons de vivre chez les patients avec personnalité limite.

  parle alors d'environnement invalidant. L'association entre dysrégulation émotionnelle et environnement invalidant est pour Linehan à l'origine de l'instabilité très souvent retrouvée chez les sujets avec personnalité limite : Instabilité comportementale (Conduites suicidaires et impulsives), interpersonnelle (relations chaotiques, angoisse d'abandon), émotionnelle (labilité affective, colère) et personnelle (confusion de soi, sensation de vide, perturbation cognitive).

  Cole et al. (1989) (20) ont, les premiers, tenté d'explorer les propriétés psychométriques du RFL chez l'adolescent. Leur étude fut réalisée sur 2 échantillons d'adolescents (Lycéens et « délinquants juvéniles » issus d'un centre correctionnel pour enfants) à partir d'un RFL à cinq facteurs puisque débarrassé de la sous échelle « considération pour les enfants » (CRC). Ils sont ainsi parvenu à mettre en évidence la validité de construit (validité discriminante et validité convergente) de l'outil, en revanche ils n'ont pas réussi à obtenir une cohérence interne significative. Pinto et al. (1998) (21) sur une population entièrement clinique (n=253) ont confirmé cette inadéquation du modèle à 5 facteurs et ont proposé de recombiner les items. Le nouveau modèle obtenu, s'il offrait une cohérence interne significative, présentait de fortes inégalités concernant le nombre d'item par sous échelles. Après des résultats encourageants obtenus dans l'élaboration du BRFL-A (Brief Reason for Living Inventory for Adolescent), une adaptation pour adolescents d'une version abrégée du RFL (BRFL) (22), Osman et al. se sont attelés à la mise au point d'un outil spécifiquement adapté aux adolescents le RFL-A. Leur étude publiée en 1998 (23) se déroule en quatre phases : (a) Génération des items, (b) Détermination de la structure factorielle du RFL-A, (c) Validation croisée et évaluation des propriétés psychométriques du RFL-A, (d) Validation supplémentaire du RFL-A. Afin de définir les critères, les auteurs ont fait appel à un échantillon d'adolescents (n=68) constitué de 30 lycéens (14-18 ans), 18 patients hospitalisés en psychiatrie (14-18 ans ; 9 suicidant, 9 non suicidant) et 20 étudiants en classe d'introduction à la psychologie (17-19 ans). En supplément de ce panel d'adolescents les auteurs ont fait appel à un psychologue clinicien ainsi qu'à un travailleur social afin de lister les raisons de vivre fréquemment évoquées par les adolescents. Enfin une revue de la littérature complète a été faite sur la question et les 15 items retenus dans la constitution du BRFL-A, lors de l'étude précédente (22), ont été intégrés. Après divers affinages et élimination des redondances les auteurs sont arrivés à une liste de 52 items. Pour déterminer la structure factorielle du RFL-A l'équipe d'Osman a d'abord eu recours à une analyse factorielle exploratoire sur un échantillon non clinique de 1004 adolescents. Les auteurs ont ainsi retenu une structure en cinq sous échelles : (a) Espérance face au Futur (EF) ou Futur Optimism (FO) ; (b) Peur du Suicide (PS) ou Suicide Related Concern (SRC) ; (c) Liens Familiaux (LF) ou Familly Alliance (FA) ; (d) Acceptation par les Pairs et Soutient (APS) ou Peer Acceptance and Support (PAS) ; (e) Confiance en Soi (CS) ou Self-Acceptance (SA). Une analyse factorielle confirmatoire a ensuite permis de déterminer une très bonne cohérence interne avec des coefficients alpha de Cronbach à 0,96 pour le RFL-A total et variant entre 0,89 et 0,94 pour les cinq sous échelles. Après une validation croisée confirmant l'adéquation du modèle à cinq facteurs (échantillon non clinique de 442 adolescents), les auteurs ont certifié les validités convergentes et discriminantes à partir d'un sous échantillon (n=242) non clinique remplissant diverses échelles validées sur le suicide et le désespoir : Suicide Probability Scale (SPS) ; Brief Symptoms Inventory (BSI) ; Beck Hopelessness Scale (BHS) ; Suicidal Behaviors Questionnaire (SBQ En 2008 Khodabakhshi Koolaee et al. (24), à partir d'un échantillon de 400 adolescents (Deux groupes : suicidant et non suicidant), ont confirmé les bonnes qualités psychométriques du RFL-A sur une population non nord-américaine. La traduction française avec validation des propriétés psychométriques du RFL-A a été effectuée par Labelle et al. (25). Pour rappel cette équipe Québécoise s'était déjà attelée à la traduction et à la validation d'une version francophone du RFL (16). Afin de mener à bien ce projet ils ont eu recours à une étude sur deux groupes : Un groupe « communautaire » constitué de 283 lycéens francophones de Montréal (120 filles / 163 garçons) âgés de 14 à 17 ans ; et un groupe « clinique » de 146 adolescents (96 filles / 50 garçons) âgés de 13 à 17 ans, consultant au sein de la clinique de l'humeur de l'hôpital Rivière des Prairies de Montréal. Le questionnaire ainsi traduit a ensuite été testé auprès des 2 groupes décrits précédemment. Les auteurs ont ainsi confirmé la cohérence interne de l'outil avec des Alpha de Cronbach compris entre 0,90 et 0,93 dans le groupe « communautaire » et entre 0,93 et 0,95 dans le groupe « clinique ». Des analyses factorielles exploratoires ont ensuite testé la validité du construit avec des résultats similaires à ceux d'Osman et al. (21). Enfin les validités convergentes et discriminantes ont été confirmées à partir de 3 questionnaires validés : Life Event Questionnaire for Adolescent (LEQ-A), Beck Depression Inventory Second Edition (BDI-II) et Beck Hopelessness Scale (BHS) A la lumière de ce survol de la problématique trois questions s'imposent : Tout d'abord, bien qu'il soit couramment utilisé en pratique clinique (particulièrement outre atlantique), et souvent intégré aux bilans d'admission, la littérature est pauvre concernant l'étude spécifique des résultats du RFL-A, cette remarque est encore plus pertinente concernant les publications francophones. De plus la littérature, qu'elle concerne le RFL ou le RFL -A, s'est systématiquement intéressée à valider les propriétés psychométriques et à étudier la capacité de l'outil à discriminer les patients suicidaires des non suicidaires. Tout au plus certains auteurs se sont aventurés à comparer les résultats aux sous échelles entre les groupes suicidant et non suicidant. L'idée qu'il puisse exister des profils particuliers de raison de vivre indépendamment de la variable « suicide » n'a pas encore été explorée. Enfin, concernant l'utilisation de questionnaire de raison de vivre chez les patients souffrant de TPL, la littérature fait, là encore, cruellement défaut. Seul Rietjijk et al. (26) font état de l'utilisation du RFL sur un échantillon de 38 femmes (18-70 ans) atteintes de TPL. Leur objectif était de déterminer la solidité du RFL en tant qu'indicateur de passage à l'acte auto-vulnérant au sein de cette population. Une fois de plus l'idée qu'il puisse exister différents profils de raisons de vivre indépendamment de la variable suicide mais dépendamment de la présence ou non d'un TPL n'a pas été explorée. Alors que le problème du passage à l'acte suicidaire est central chez les patients TPL, mettre en avant une vulnérabilité accrue concernant les raisons de vivre constituerait en soi une avancée dans les tentatives d'expliquer le fait que ces derniers aient un risque suicidaire plus élevé que les adolescents non TPL. Le but de notre étude était d'analyser les spécificités dans l'élaboration de raison de vivre chez des adolescents suicidant souffrant d'un Trouble de la Personnalité Limite (TPL), par rapport à un échantillon d'adolescents suicidant sans trouble de personnalité sous-jacent. Le devis de l'étude s'attachait à répondre aux trois problématiques précédemment évoquées : (a) une étude sur les raisons de vivre en population adolescente française utilisant le RFL-A ; (b) Une population entièrement constituée d'adolescents suicidant afin de s'affranchir de la variable « suicide » ; (c) Un groupe TPL versus un groupe non-TPL afin de s'intéresser à l'effet de la présence ou non d'un TPL sur les score au RFL-A total et aux sous échelles. L'objectif principal de l'étude était donc de déterminer s'il existait une différence significative de scores à l'échelle RFL-A entre les groupes d'adolescents suicidants, TPL et non TPL. L'objectif secondaire était d'analyser les résultats aux 5 sous échelles du RFL-A (FO, SRC, FA, PAS, SA) et de déterminer si il existait des différences significatives entre les 2 groupes (TPL et non TPL). L'idée étant de mettre en avant des différences de profils d'élaboration de raison de vivre entre les adolescents TPL et ceux sans trouble de personnalité sous-jacent. METHODE : Notre étude constitue une analyse corrélationnelle et comparative des données d'une étude multicentrique, prospective intitulée : « Evaluation des modalités de prise en charge post-hospitalière de la tentative de suicide à l'adolescence » dirigée par le Pr Gérardin (Rouen) décrite précédemment (27,28) . Les objectifs de cette étude étaient : (a) Comparer l'effet de la prise en charge post-hospitalière par la même équipe ou une équipe différente sur la compliance au suivi thérapeutique, (b) étudier les facteurs de risque de passage à l'acte suicidaire et de réitération, notamment les conduites addictives, les pathologies limites et l'impulsivité/hostilité, (c) étudier les facteurs protecteurs de passage à l'acte suicidaire et de réitération, notamment les raisons de vivre, les stratégies de coping, et la spiritualité, (d) étudier la relation entre compliance et réitérations; les facteurs prédictifs de compliance (continuité) et les facteurs de risque de réitération suicidaire. C'est donc le 3ème de ces objectifs et plus particulièrement la dimension « raison de vivre » qui sera l'objet de notre propos. Le protocole prévoyait 3 centres investigateurs: Amiens, Rouen et Nouvelle Forge (Creil). Pouvaient être inclus les adolescents admis après une tentative de suicide (définition OMS) dans les services de pédiatrie des trois centres investigateurs, garçons et filles, entre 11 et 18 ans. Etaient exclus les adolescents habitant hors des secteurs géographiques des hôpitaux participants et les adolescents ne bénéficiant pas de régime de sécurité sociale. Les inclusions se sont déroulées entre Novembre 2010 et Juin 2015. Pour chaque adolescent le protocole était le suivant : Au cours de son hospitalisation (5 jours en moyenne) : (a) Recueil des données socio-démographiques (questionnaire standardisé), (b) passation de l'entretien semi structuré (K-SADS PL) (29) et de la grille de suicidalité CSSRS (30) par l'investigateur, (c) passation des échelles de Beck BDI (31), , AB-DIB (32), RFL-A (23,30) par l'adolescent. Un protocole d'évaluation du suivi était ensuite mis en place lors de rendez-vous à six mois et un an en présence des parents : (a) nouvelle passation des échelles BDI et CSSRS, (b) questionnaire d'adhésion au suivi à 6 mois rempli par l'investigateur. Notons que les données issues de ce protocole de suivi à 6 mois et un an ne nous concerneront pas pour la présente étude. Les données sociodémographiques ont été recueillies à l'aide d'un questionnaire standardisé. Les informations collectées concernent l'adolescent (Date de naissance, sexe), sa scolarité (Type et niveau de scolarité, redoublement) et son milieu de vie (Avec qui vit-il ? Nombre d'enfants et rang dans la famille biologique). Afin de permettre une évaluation diagnostique psychiatrique à l'axe I selon les critères du DSM-IV, nous avons eu recours à un entretien semi structuré : l'Echelle des troubles de l'humeur et de la schizophrénie pour les enfants et adolescents d'âge scolaire, Version épisode présent et passé (Schedule for Affective Disorders and Schizophrenia for School-Age Children -Present and Lifetime Version: K-SADS PL). Cet entretien devait être réalisé par investigateur préalablement formé, la durée de passation est d'environ 1h30. Le diagnostic principal était sélectionné selon la méthode de la meilleure estimation consensuelle de l'équipe (33). Les qualités psychométriques du K-SADS PL ont été mis en évidence par Lauth et al. en 2010 (29) (fiabilité inter-juges : 93 à 100 % ; test-retest : 0,74 à 0,90). L'entrée dans le groupe « Trouble de Personnalité Limite (TPL) » était défini par l'utilisation de l'Abbreviated Diagnostic Interview for Borderlines (Ab-DIB) en prenant en compte les réponses du sujet et la présentation clinique selon la méthode de la meilleure estimation consensuelle de l'équipe (33). Il s'agit d'une version abrégée du DIB-R (Diagnostic Interview for Borderline -Revised) un instrument développé par Gunderson et al. (34) et utilisé internationalement dans de nombreuses études sur les TPL, y compris chez l'adolescent. Il a été adapté pour l'identification des TPL dans la population adolescente avec un très bon accord inter-juge (26,27). L'Ab-DIB (Abbreviated-DIB), a été mise au point par Guilé et al (32). Cet auto-questionnaire de 24 items couvre les composantes affectives, cognitives et impulsives du TPL. Il présente une très bonne fiabilité et une bonne validité convergente avec le DIB-R. On dispose de normes en population clinique francophone permettant le dépistage du trouble (l'adolescent était inclu au groupe TPL si Ab-DIB>15). La durée de passation est inférieure à 10 minutes. Les raisons de vivre étaient évaluées à l'aide du Reasons for Living Inventory for Adolescents (RFL-A). Cet outil, développé et validé par Osman, Linehan et al. (23) en 1998, évalue les croyances qui mènent un adolescent à vouloir vivre et ne pas poser un geste suicidaire. Le questionnaire comprend 32 items regroupés en 5 sous-échelles, à savoir : (a) Espérance face au Futur (EF) ou Futur Optimism (FO) ; (b) Peur du Suicide (PS) ou Suicide Related Concern (SRC) ; (c) Liens Familiaux (LF) ou Familly Alliance (FA) ; (d) Acceptation par les Pairs et Soutient (APS) ou Peer Acceptance and Support (PAS) ; (e) Confiance en Soi (CS) ou Self-Acceptance (SA) Chaque item est coté sur une échelle de type Likert en six points allant de 1 (raison de vivre pas du tout importante) à 6 (raison de vivre tout à fait importante). Un score global est obtenu, et un score moyen (sur 6) pour chaque sous-échelle est calculé. Les qualités psychométriques de cet inventaire furent l'objet d'une excellente étude menée par Osman et al. (23) et décrite dans la partie introduction. Le RFL-A a été traduit et validé par Labelle et al. (25) qui avaient déjà procédé à la traduction du RFL (16). La durée de passation est d'environ 5 minutes. Pour l'analyse descriptive de la population de l'étude les effectifs, et pourcentages ont été calculés et présentés. Pour chaque individu nous disposions d'un score sur 6 pour le RFL-A total et pour chaque sous échelle. Nous avons calculé, pour les groupes TPL et non-TPL, les scores moyens avec écart type au RFL-A total et à chaque sous échelle : (a) Espérance face au Futur (EF) ou Futur Optimism (FO) ; (b) Peur du Suicide (PS) ou Suicide Related Concern (SRC) ; (c) Liens Familiaux (LF) ou Familly Alliance (FA) ; (d) Acceptation par les Pairs et Soutient (APS) ou Peer Acceptance and Support (PAS) ; (e) Confiance en Soi (CS) ou Self-Acceptance (SA). Nous avons ensuite comparé ces moyennes entre les groupes TPL et non TPL à l'aide d'un test t de Student. La taille d'effet pour chacune des dimensions du RFL-A a été précisée avec un calcul des d de Cohen. Enfin, afin d'explorer l'effet potentiellement variable confondante de la présence ou non d'un trouble dépressif sur les scores RFL-A qui étaient différents entre le groupe déprimé et le groupe non-déprimé, nous avons effectué une régression logistique avec pour variable dépendante, l'appartenance au groupe TPL ou non TPL, et pour variables indépendantes, les scores RFL-A et la présence d'un trouble dépressif selon le K-SADS-PL. Pour toutes les analyses la valeur de p était considérée comme significative si elle était inférieure à 0,05 . RESULTATS : 242 adolescents ont été inclus sur l'ensemble du projet. Pour 19 adolescents les données concernant le RFL-A étaient incomplètes ou manquantes ce qui ramenait notre échantillon à 223 Adolescents. La population comptait 182 filles (81,6%) et 41 garçons (18,4%), soit un sex-ratio (M/F) de 0,22. L'âge était compris entre 11 et 17 ans, avec une moyenne d'âge de 14,8 ans (écart type = 1,4). Notre échantillon comptait une majorité de patients souffrant d'un TPL soit : 146 individus (65,5%) au sein du groupe TPL contre 77 (34,5 %) pour le groupe « non TPL ». Les caractéristiques cliniques de l'échantillon sont similaires à celles précédemment décrites (28). Aucune différence significative n'a été observée pour le sex-ratio et l'âge. Les 3 diagnostics principaux les plus fréquents retenus par le KSADS-PL étaient : (a) trouble dépressif majeur, (b) Trouble de l'adaptation avec humeur dépressive et (c) Consommation de tabac, sans différence significative entre les groupes TPL et non TPL. Parmi les diagnostics moins fréquents, seul le trouble oppositionnel avec provocation était significativement plus fréquent dans le groupe TPL.

Figure 1

 1 Figure 1 Afin d'explorer le potentiel effet de variable confondante de la présence d'un trouble dépressif sur les résultats, nous avons d'abord effectué pour le RFL-A total et pour chaque sous-échelle une comparaison des moyennes des scores en fonction de la présence ou non d'un épisode dépressif en cours. Ensuite une régression logistique a été effectuée en tenant compte des scores de RFL-A et de la présence d'un trouble dépressif. Le diagnostic de trouble dépressif s'appuyait sur le K-SADS PL (diagnostics retenus: trouble dépressif majeur (TDM), dépression mélancolique, trouble dysthymique, trouble de l'adaptation avec humeur dépressive, trouble dépressif non spécifique, caractère saisonnier, dépression avec caractère atypique, TDM avec caractéristiques psychotiques.). Les résultats avec un OR = 1,55 ; IC95 [0,80 ; 2,99] p = 0,2014, conduisent à écarter un effet de variable confondante du trouble dépressif sur les résultats

  Ce projet est, en l'état actuel des connaissances, le premier à proposer des résultats significatifs concernant l'utilisation du RFL-A en population adolescente Française. Par ailleurs, il est également novateur dans sa manière d'utiliser le questionnaire puisqu'il est le premier, sur une population adolescente, à utiliser ses qualités dimensionnelles afin d'établir une réflexion sur les particularités de la crise suicidaire chez les patients présentant un TPL. Notre approche constitue, avec d'autres, telle que l'étude du coping (vii), une nouvelle manière d'appréhender la crise suicidaire tant pour les adolescents que pour les adultes. Cette approche, initié par Linehan, propose d'ajouter à la traditionnelle évaluation des facteurs de risques de passage à l'acte, une évaluation des facteurs de protections. Cette conception renouvelle la vision du suicide et offre notamment des possibilités thérapeutiques bien plus vaste que celles jusqu'alors à notre disposition. En s'intéressant aux capacités adaptatives et facteurs de protection qui pourraient empêcher le jeune de tenter de mettre fin à ses jours, on peut l'aider d'une part à renforcer ses aptitudes et d'autre part à en élaborer de nouvelles, notamment dans le domaine des raisons de vivre. C'est dans cet esprit que Linehan a développé la Thérapie Comportementale Dialectique pour les adultes avec personnalité limite (6) basée sur l'apprentissage de compétences spécifiques dont la première étape est de prévenir le passage à l'acte. Cette approche a fait l'objet d'adaptation aux adolescents, et d'expérience pilote auprès d'adolescents francophones (36).

Figure 1 Profil

 1 Figure 1 Profil de raisons de vivre en fonction du groupe TPL ou non-TPL


J.-C Alvarez

C Mayer-Duverneuil

J Cappy

G Loin De La Grandamison

A Knapp- Gisclon

Prof Jean

Claude Alvarez
email: jean-claude.alvarez@aphp.fr

Postmortem fatal and non-fatal concentrations of amlodipine

Amlodipine is a dihydropyridine calcium channel blocker widely used in the treatment of high blood pressure and coronary heart disease. Intoxication can lead to reflex tachycardia following massive hypotension and death. The objective of this work was to study the postmortem concentrations of amlodipine in 62 patients in order to determine whether the use of the reference concentrations from the living patients was applicable in postmortem setting, and to define more precisely the fatal and non-fatal postmortem concentrations of amlodipine.

The amlodipine concentrations were measured in femoral whole blood by LC-MS/MS validated method. When sufficient information was available, the data were classified into 2 different groups, based on the conclusions of the autopsy and toxicological results: G1: nontoxic death and G2: fatal poisoning involving amlodipine alone or as part of a multidrug poisoning. The median concentration of amlodipine [1st quartile -3rd quartile] of the whole population (n=62) was 81 ng/mL. Twenty-two cases were classified as G1 and thirteen as G2. The observed median [1st quartile -3rd quartile] concentration of amlodipine was 66 [40.5 -79.5] ng/mL in G1 and 240 [170 -404] ng/mL in G2. The median concentrations observed in "non-toxic" deaths (66 ng/mL) were three times higher than those usually observed in living patients. Amlodipine distribution ratio between plasma and whole blood concentrations seems insufficient to explain this difference and postmortem redistribution from organs should be considered, and could suggest the same redistribution pattern for other drugs belonging to the same family.

Introduction

Postmortem distribution is a complex phenomenon influenced by many factors : redistribution from organs and tissues, cell lysis, physico-chemical characteristics of the different drugs (e.g. distribution volume, polarity, ionization) [START_REF] Sastre | Post Mortem Redistribution of Drugs: Current State of Knowledge[END_REF]. This phenomenon has been described for many drugs such as antipsychotics [START_REF] Saar | The time-dependant post-mortem redistribution of antipsychotic drugs[END_REF], antidepressants [START_REF] Reis | Reference concentrations of antidepressants. A compilation of postmortem and therapeutic levels[END_REF] and some cardiotropic drugs, for example [START_REF] Musshoff | Fatal blood and tissue concentrations of more than 200 drugs[END_REF]. Therefore, the interpretation of postmortem blood concentrations is challenging with a significant risk of misinterpretation when using reference concentrations obtained in live patients.

Amlodipine is a dihydropyridine calcium channel blocker widely used in the treatment of high blood pressure and coronary heart disease. Amlodipine inhibits the transmembrane influx of calcium into vascular smooth muscle cells and cardiac muscle cells, resulting in vasodilatation and therefore an antihypertensive effect. The usual dosage is 5 to 10 mg per day. The peak plasma concentration is observed 6 to 9 hours after oral administration.

Amlodipine has a large volume of distribution (21 L/Kg) and is highly bound to plasma proteins (>95%). Amlodipine elimination half-life ranges between 35 to 45 hours [5]. In living patients, the therapeutic plasmatic concentration range of amlodipine is generally between 5 and 21 ng/mL [START_REF] Johannsen | Reliable and easy-to-use LC-MS/MS-method for simultaneous determination of the antihypertensives metoprolol, amlodipine, canrenone and hydrochlorothiazide in patients with therapy-refractory arterial hypertension[END_REF][START_REF] Taguchi | Validated LC-MS/MS Method for the Simultaneous Determination of Amlodipine and Its Major Metabolites in Human Plasma of Hypertensive Patients[END_REF]. Overdose of amlodipine may result in hypotension followed by reflex tachycardia, vasodilator shock and death [START_REF] Kapelios | Recurrent episodes of life-threatening vasodilatory shock following unintentional intoxication with amlodipine[END_REF][START_REF] Houari | A survival case in a severe amlodipine intoxication[END_REF][START_REF] Azendour | Severe amlodipine intoxication treated by hyperinsulinemia euglycemia therapy[END_REF].

The objective of this work was to study the post-mortem whole blood concentrations of amlodipine in 62 cases in order to determine whether the use of the therapeutic reference range from living patient was applicable in postmortem setting, and to define fatal and nonfatal concentrations of amlodipine.

Material and method

Chemicals and reagents

Amlodipine and its deuterated internal standard (amlodipine-D4, IS) were purchased from

LGC (Molsheim, France) and TRC (Ontario, Canada), respectively. Dichloromethane, hexane, ethyl acetate, formic acid and methanol were all high-performance liquid chromatography (HPLC) grades while acetonitrile was mass spectrometry (LC-MS) grade (Merck (Saint-Quentin Fallavier, France). Sodium carbonate and sodium hydrogenocarbonate were from Prolabo (Paris, France). Ultra-pure water (18 MΩ) was obtained by ultrafiltration using a Milli-Q Integral apparatus (Merck, Fontenay sous Bois, France). Formate buffer (containing 2 mM formate and 0.1% formic acid) was prepared in ultra-pure water. Blank whole blood was purchased from the Etablissement français du sang (EFS) (La Plaine Saint-Denis, France).

Working solutions, calibration standards and quality controls

Stock solution of amlodipine was prepared in methanol (1 mg/mL). Working solutions for calibration standards (CS) and quality control (QC) were prepared from the stock solution in methanol at a concentration of 1 μg/mL and 0.1 μg/mL, respectively. Amlodipine-D4 was purchased as a certified reference material of 0.1 mg/mL and diluted to obtain a 2 μg/mL solution. CS were prepared by spiking blank whole blood at concentrations of 5, 10, 50, 100, 250 and 500 ng/mL. QC samples were also prepared in blank whole blood at concentrations of 25, 75 and 350 ng/mL, and a zero calibrator (free of drugs) was prepared.

Sampling strategy

Every post-mortem blood sample received in our laboratory between 2012 and 2019 was screened for amlodipine. Only amlodipine results in peripheral blood (femoral blood) were collected for this study, excluding all blood samples drawn from the heart. Samples were collected during autopsy in a glass vial and immediately frozen at -20°C until analysis.

Sample preparation

A double liquid-liquid extraction (LLE) was performed on 200 µL of peripheral whole blood after addition of 15 µL of I.S. as described previously for other cardiotropic drugs [START_REF] Knapp-Gisclon | Fatal intoxication with ivabradine: First case report[END_REF].

Briefly, the first extraction was carried out using hexane and ethyl acetate (1/1; v/v) after addition of carbonate buffer pH 9.7, followed by a second extraction using a combination of chloroform and isopropanol (80/20; v/v).

LC-MS/MS system and conditions

Chromatographic separation was achieved on a Hypersil Gold PFP column (100x2.1 mm, 1.9 µm, Thermo Fisher Scientific, Les Ulis, France) protected with the appropriate guard column, using a Vanquish liquid chromatography pump (Thermo Fisher Scientific) coupled with a CTC analytics auto sampler (Thermo Fisher Scientific, Les Ulis, France). The gradient consisted of ammonium formate buffer (2 mmol/L formate in 0.1% formic acid) (phase A) and acetonitrile (phase B), starting from 20% phase B to 90% after 10 minutes and hold for 3 minutes before returning to 20% of phase B. The flow rate was 0.

Method validation

The method was validated for linearity, accuracy, precision, dilution and matrix effect according to the French Society of Analytical Toxicology (SFTA) recommendations [START_REF] Dingeon | Aide à la validation des méthodes en Toxicologie et Suivi Thérapeutique Pharmacologique[END_REF].

Linearity was evaluated on 5 calibrations curves. Accuracy and precision were determined using the three QC levels, six replicates of each level being analyzed on three different days.

Matrix effect was evaluated with 6 different matrices on two different levels (25 and 375 ng/mL). The effect of a 1:2 dilution in whole blood was tested at two different concentrations (600 and 1000 ng/mL) from three different samples each. The IS-normalized matrix effect was calculated by dividing the matrix effect of the analyte by that of the I.S.

Amlodipine concentrations

Data were classified in two different groups. Group 1 (G1): non-toxic death, was used as a control group and includes cases in which amlodipine was identified but did not play a role in death, which included the following circumstances: physical assault, car accident, accidental drowning, hanging. When there was doubt about a possible role for amlodipine, cases were excluded. G1 also included cases where a cause of death, other than intoxication, was identified at autopsy such as acute myocardial infarction or pulmonary embolism. Cases of violent death with a possible damage caused to a reservoir organ leading to a peripheral blood contamination (i.e. suicide by precipitation) were excluded. Hangings and drownings for which there was a suspicion of absorption of abnormal amounts of drugs have been ruled out.

Group 2 (G2) included only fatal poisonings involving amlodipine alone or in combination with other drugs. No cause of death other than intoxication (natural or traumatic) was found for these subjects at autopsy.

Results

Method validation

The analytical method was linear over the range 5-500 ng/mL, with a coefficient of determination r 2 ≥ 0.996, bias of back calculated concentrations ranged between -6.64 % and 2.9 % and a CVs less than 15% were obtained. Intra-day accuracy ranged from 92.3 to 103.2 % while the inter-day accuracy ranged from 95.5 to 101 %. The intra-day precision was between 10.3 and 10.9 % and the inter-day precision ranged from 5.3 % to 11.8 %. The study of dilution integrity showed that half-diluted sample did not modify the accuracy and the precision of the method. Amlodipine mean matrix effect in whole blood was 7 % at 25 ng/mL and 17% at 375 ng/mL. The matrix effect of I.S. was 17% (all CV < 5%). No significant ISnormalized matrix effect was observed in the 6 different whole blood matrices used.

Amlodipine concentrations

Among the 3,005 post-mortem blood samples received in our laboratory between 2012 and 2019, amlodipine was detected in 62 cases (2% prevalence). Amlodipine concentrations ranged from 7 to 737 ng/mL with a median [1st quartile -3rd quartile] of 81 [42 -134] ng/mL and a mean (± SD) of 118 (± 132) ng/mL. Thirty two percent of subjects (n= 20) were women. The mean age was 69.5 ± 12.9 years. These cases were distributed as follows: 22 in G1 and 13 in G2. The results from the two groups were presented in Table 1. Details from the cases included in G1 are shown in Table 2. Excluded cases (n=11) included falls from significant heights (n=6), suicides by hanging, stabbing and drowning with doubt about a concomitant intoxication (n=4), acute alcoholic hepatitis (n=1) which could have led to a decrease in liver function and therefore an accumulation of amlodipine following a lowering of its metabolism. The concentrations of amlodipine and associated compounds found in G2 were shown in Table 3. For the remaining cases (n=16), no cause of death was found at autopsy and there was no argument for overdose. Therefore, they could not be classified in G1 or G2.

Discussion

In this study, we evaluated non-fatal and lethal concentrations of amlodipine in postmortem femoral blood in order to determine therapeutic and toxic concentrations. In living patients, the plasma concentrations described in the literature are generally less than 20 ng/mL [START_REF] Faulkner | The pharmacokinetics of amlodipine in healthy volunteers after single intravenous and oral doses and after 14 repeated oral doses given once daily[END_REF].

Among the patients included in G1, the causes of death were : heart failures (n=5) and cardiomyopathy (n=1), pulmonary hemorrhage (n=1), pulmonary embolism (n=2), aortic dissection(n=1), respiratory failure due to accidentally disconnected life support (n=1), suicide by hanging (n=3), firearm (n=2) as well as drowning (n=1), car accident with multiple blunt injuries (n=1), and physical assaults (n=2). All of these cases have been rigorously investigated to exclude the role of amlodipine. In this group, the maximum concentration of amlodipine was 128 ng/mL found in a 85-year-old man who died in hospital after a physical assault (case n°9). Amlodipine was the only elevated drug in this patient. Physicians concluded that the death was caused by the stress of the assault in a patient with a history of heart disease. Cases in G2 included deaths with a conclusion of toxic origin. In these cases, amlodipine concentrations were always equal to or greater than 100 ng/mL and reached a maximum of 737 ng/mL.

In the literature, cases of amlodipine non-fatal poisoning with medical management have been described with plasma concentrations ranging from 67 to 810 ng/mL. Postmortem concentrations due to fatal poisoning have been described with concentrations greater than 72 ng/mL. These cases are presented in Table 4. The lowest amlodipine post-mortem concentration described by Ikeda et al. resulted from a poisoning case involving both amlodipine and glibenclamide. However, the role of amlodipine was considered minor by the authors [START_REF] Ikeda | Toxicological and Biochemical Analyses of an Autopsy Case Involving Oral Overdose of Multiple Antidiabetic and Antihypertensive Drugs[END_REF]. In the case described by Morini et al., the authors reported a possible degradation of amlodipine, which may lead to an underestimation of the measured concentration (173 ng/mL) [START_REF] Morini | Two Fatal Cases Involving Cardiovascular Drugs Diltiazem and Amlodipine[END_REF]. Linnet et al. showed post-mortem concentrations of amlodipine ranging between 0.006 and 0.13 mg/kg in 38 patients who died of non-toxic causes, with a median of 0.048 mg/kg [START_REF] Linnet | Postmortem femoral blood concentrations of amlodipine[END_REF]. The median found in G1 (60 ng/mL) confirmed this result, showing that postmortem concentrations of amlodipine in most of the cases (19/22, 86.3%) are higher than those found in living subjects (< 20 ng/mL).

Finally, an additional approach is to consider the mean concentration of all postmortem concentrations regardless of the cause of death in order to assess normal postmortem concentrations. Launiainen et al. calculated mean, median, 90th, 95th and 97.5th percentile of 313 fatal cases in which amlodipine was found. The mean amlodipine concentration was 0.10 mg/L and the median concentration was 0.07 mg/L which is consistent with our findings. The upper percentiles (90th, 95th and 97.5th percentile) were 0.20; 0.26 and 0.34 mg/L, respectively [START_REF] Launiainen | Drug concentrations in post-mortem femoral blood compared with therapeutic concentrations in plasma[END_REF]. With the same approach, Ketola et al. presented data on 3081 fatal cases involving amlodipine. The mean amlodipine concentration was 0.09 mg/L and the median concentration was 0.055 mg/L. The upper percentiles (90th, 95th and 97.5th percentile) were 0.16; 0.21 and 0.28 mg/L, respectively [START_REF] Ketola | Summary statistics for drug concentrations in post-mortem femoral blood representing all causes of death[END_REF].

Amlodipine concentrations in living patients are often measured in plasma while postmortem concentrations are measured in whole blood. Small et al. showed that whole blood / plasma ratio of amlodipine was 1.48 ± 0.1 [START_REF] Small | Measurement of Binding of Basic Drugs to Acidic Phospholipids Using Surface Plasmon Resonance and Incorporation of the Data into Mechanistic Tissue Composition Equations to Predict Steady-State Volume of Distribution[END_REF]. This could explain an increase in whole blood concentrations compared to plasma concentrations but may not seem sufficient to explain the difference observed between the concentrations of postmortem and living origin. Amlodipine has a large volume of distribution (21 L/Kg), in favor of a significant diffusion of the drug in all tissues. A redistribution from "reservoir" organs could therefore be considered, explaining the increased concentrations observed in post-mortem samples. In view of these results, post-mortem concentrations below 101 ng/mL (95th percentile of G1) could be considered as "non-toxic". This finding seems strengthened by the lowest concentration observed in G2 at 100 ng/mL.

Conclusion

The results from the present study seem in favor of a post-mortem redistribution of amlodipine leading to an increase in post-mortem concentrations when compared to antemortem concentrations. This recalls the need to be aware of the risk of error when using reference concentrations established in living subjects for the interpretation of post-mortem results, and shows the interest of establishing post-mortem reference values. A similar phenomenon can be expected with drugs of the same pharmacological class and should be investigated.

Legend

  3 mL/min. Total run time was 16 min. Detection was performed on a LCQ TSQ Vantage Triple quadrupole (Thermo Fisher Scientific, Les Ulis, France). Heated Electrospray Ionization (HESI) was used in positive mode with an ion spray voltage of +3.5 kV. The capillary temperature was set at 350°C. Nitrogen was employed as sheath and auxiliary gas (Nitrox UHPLCMS 18, nitrogen generator, Dominick Hunter, Villefranche sur Saone, France) at a pressure of 40 and 20 arbitrary units, respectively. The argon gas collision induced dissociation was used with a pressure of 1.5 mTorr. Two m/z transitions were monitored for amlodipine: m/z 409.20  206.10 and 294.20, and one transition for amlodipine-D4: m/z 413.10  298.10. Data acquisition and quantification were performed using the Xcalibur 4.0 software and LCquan 3.1 software (both from Thermo Fisher Scientific).

Table 1 .

 1 Postmortem peripheral blood concentrations of amlodipine in cases where the drug was a likely non-fatal (G1) or fatal (G2) contributor to death

Table 2 .

 2 Data from group 1 cases: autopsy finding, co-administrated drugs and amlodipine concentrations

Table 3 .

 3 Data from G2 cases: amlodipine concentrations and co-administrated drugs. In all cases, no cause of death was found at the autopsy, and intoxication was suspected.

Table 4 :

 4 Published non-fatal (plasma) and fatal (whole blood) amlodipine concentrations

	Group	G1	G2
	n	22	13
	Median (ng/mL)	60	240
	1st quartile (ng/mL)	40.25	170
	3rd quartile (ng/mL)	78.25	404
	Min	7	100
	Max	128	737
	Mean (ng/mL)	58,73	295,63

Table 1 .

 1 Postmortem peripheral blood concentrations of amlodipine in cases where the drug was a likely non-fatal (G1) or fatal (G2) contributor to death

	Case			amlodipine
	number	Cause of death at autopsy	other substance found	concentration
				(ng/mL)
	1	Hanging	0
	2	Hanging	Salicylic acid, amiodaron
			(from emergency unit)
	3	Hanging	Acenocoumarol,
			naproxen, alcohol
	4	Gunshot wound to the head (suicide by	Hydroxyzine, cetirizine,
		firearm)	metoprolol, paracetamol
	5	Gunshot wound to the head (suicide by	Zolpidem, celiprolol
		firearm)
	6	Drowning	Metformin, valsartan	7
	7	Multiple trauma (car accident)	Alcohol
	8	traumatic blood loss (caused by	Flecainide
		aggression)
	9	multiple injuries (caused by aggression) Midazolam, bromazepam,	128
			acebutolol, diacetolol,
			irbesartan, furosemide
	10	respiratory failure (Mechanical	Paracetamol
		ventilation disconnected by accident)
	11	Head trauma (work accident)	Metoprolol
	12	Sulfur hydrogen intoxication from sink siphon	Quinine
	13	Acute myocardial infarction	Paracetamol
	14	Acute myocardial infarction	Bisoprolol,
			hydrochlorothiazide,
			atorvastatin, alcohol
	15	Acute myocardial infarction	0
	16	Acute myocardial infarction	Codeine, paracetamol
	17	Acute myocardial infarction	0
	18	Cardiomyopathy	Alprazolam, alcohol
	29		Nordiazepam, oxazepam,
		Pulmonary embolism	venlafaxine, losartan,	102
			canrenone, celiprolol
	20	Pulmonary embolism	Codeine, paracetamol,
			atenolol, zolpidem,
			flecainide, valsartan
	21	Pulmonary hemorrhage	Valsartan
	22	Aortic dissection	Alprazolam, mianserin

Table 2 .

 2 Data from G1 cases: cause of death at autopsy, co-administrated drugs and amlodipine concentrations

	Amlodipine concentration (ng/mL) Other drugs found: ng/mL when not specified
		zopiclone: 182
	510	tramadol: 310 propranolol: 350
		acetaminophen: 42 µg/mL
	200	0
		alcohol: 0,16 g/L
		pseudoephedrine: 3404
		atorvastatine: 596
		salicylic acid: 3 µg/mL
	404	ibuprofen: 36 µg/mL paracetamol,
		hydroxyzine: 3100
		cetirizine: 550
		deschlorpheniramine: 100
		zolpidem: 250
		cyamemazine: 764
	100	haloperidol: 66
		valproic acid: 108 µg/mL
		codeine: 222
		morphine: 26
	240	THC: 3,4 bisoprolol: 188
		valproic acid < 20 µg/mL
		alcohol: 0,47 g/L
	540	valsartan: 15 µg/mL alcohol: 1,52 g/L
		bisoprolol: 20
	256	irbesartan: 222
		salicylc acid: 56 µg/mL
	270	betaxolol: 302 ng/mL
	172	olmesartan: 42500
	147	bisoprolol: 123 ng/mL
		hydroxyzine: 314
	170	cetirizine: 160
		olanzapine: 348
		diazepam: 195
	100	nordiazepam: 71 temazepam: 14
		alcohol: 1,57 g/L
		diazepam: 35
		nordiazepam: 14
		alprazolam: 35
		zopiclone: 348
	737	tramadol: 24 nebivolol: 30
		irbesartan: 14
		hydrochlorothiazide: 2090
		atropine: 14*
		midazolam: 14*
	* Administered during medical attention in hospital.

Table 3 .

 3 Data from G2 cases: amlodipine concentrations and co-administrated drugs. In all cases, no cause of death was found at the autopsy, and intoxication was suspected.

	Post-mortem concentrations in fatal intoxication (ng/mL)	Non-fatal intoxication / ante mortem samples (ng/mL)
	72 (15)	67 (18)
	173 (16)	143 (19)
	290 ng/mg (17)	88 (20)
	410 ng/mg (17)	120 (21)
	440 ng/mg (17)	130 (22)
	870 (23)	150 (24)
	940 (17)	185 † (25)
	1300 (26)	373 (27)
	2300 ng/mg (28)	393 (29)
	2400 (23)	810 (30)
	2700 (30)
	†: deceased patient but result from ante mortem sample

Table 4 :

 4 Published non-fatal (plasma) and fatal (whole blood) amlodipine concentrations