Huile de poisson et fibrillation : un sur-risque contesté par une seconde analyse

Deux équipes ont interrogé la même cohorte britannique, celle d’UK Biobank, et n’en tirent pas la même conclusion sur les compléments d’huile de poisson. La première, publiée dans BMJ Medicine le 21 mai 2024, associe leur usage régulier à un risque de fibrillation auriculaire supérieur de 13 % chez les personnes indemnes de maladie cardiovasculaire. La seconde, parue le 10 décembre 2025 dans le Journal of the American Heart Association, ne retrouve aucune différence sur la même cohorte. Entre les deux verdicts, un choix de calcul : la manière dont l’âge entre dans le modèle.

Une même base britannique, deux verdicts sur la fibrillation

UK Biobank est une base de données britannique constituée entre le 1ᵉʳ mars 2006 et le 31 juillet 2010. L’analyse de 2024 en retient 415 737 participants, 55 % de femmes, âgés de 40 à 69 ans au moment du recrutement, d’une moyenne d’âge de 55,9 ans. Leur santé a ensuite été suivie par les registres hospitaliers jusqu’au 31 mars 2021, soit un suivi médian de 11,9 ans. C’est le genre de matériau dont on tire beaucoup de choses, et rarement une preuve.

La première équipe a publié ses résultats dans BMJ Medicine le 21 mai 2024, sous le DOI 10.1136/bmjmed-2022-000451. Chez les participants sans maladie cardiovasculaire au départ, l’usage régulier d’huile de poisson y est associé à un rapport de risque de 1,13 pour la fibrillation auriculaire, avec un intervalle de confiance à 95 % de 1,10 à 1,17. C’est ce 1,13 qui a circulé sous la forme « +13 % ».

La seconde équipe a repris la même base et publié le 10 décembre 2025 dans le Journal of the American Heart Association. Sur la même question — usage déclaré de capsules et survenue d’une fibrillation — elle obtient un rapport de risque de 1,00, intervalle de 0,97 à 1,02. Autrement dit : rien.

Ces deux nombres ne viennent pas de deux populations distinctes ni de deux périodes distinctes. Ils viennent de la même base, avec des critères d’inclusion voisins et un traitement statistique différent. Et c’est là qu’il faut poser ce qu’une cohorte prospective sait faire et ce qu’elle ne saura jamais faire. Personne n’a tiré au sort qui prendrait des compléments : les participants se sont répartis eux-mêmes entre usagers et non-usagers, et ils diffèrent par tout le reste — âge, revenus, alimentation, activité physique, état de santé perçu, raison même de l’achat. Les statisticiens corrigent ces écarts en les intégrant au modèle, un par un. Cette correction ne porte que sur ce qui a été mesuré. Ce qui ne l’a pas été reste dans le résultat, sans étiquette.

L’analyse de 2024 : trois directions de résultat dans une même population

Le travail de 2024 ne rend pas un verdict, il en rend une série. Il suit les participants à travers des états de santé successifs : d’abord indemnes, puis éventuellement atteints d’une première maladie cardiovasculaire, puis éventuellement décédés. Pendant le suivi, 18 367 fibrillations auriculaires sont survenues, soit 4,4 % de la cohorte, ainsi que 17 826 événements cardiovasculaires majeurs (4,3 %) et 14 902 décès (3,6 %) depuis l’état sans maladie.

Chez les personnes indemnes au départ, les résultats ne pointent pas tous dans le même sens. Le rapport de risque est supérieur à 1 pour la fibrillation auriculaire (1,13). Il est indistinct de 1 pour l’infarctus du myocarde (1,01 ; intervalle de 0,96 à 1,05 ; p = 0,711) et pour la mortalité. Il est inférieur à 1 pour l’insuffisance cardiaque (0,92 ; intervalle de 0,86 à 0,98 ; p = 0,011), c’est-à-dire dans le sens d’un risque plus faible. Un complément « bon » ou « mauvais » en bloc n’existe pas dans ces données.

Reste l’AVC, qui est le mot que l’on retient. Son rapport de risque vaut 1,05, avec un intervalle de confiance qui descend exactement à 1,00 et un p de 0,050 — la limite précise du seuil retenu par les auteurs. Un intervalle qui touche 1 signifie que l’hypothèse d’absence de différence n’est pas écartée. C’est, des cinq résultats de prévention primaire, le plus fragile. Celui sur la fibrillation est à l’inverse le plus solide du lot : son intervalle est étroit et il ne s’approche pas de 1.

Le second versant du travail concerne les personnes déjà atteintes, et il va dans l’autre sens. Chez elles, l’usage régulier est associé à une progression plus lente : moindre passage de la fibrillation auriculaire à l’infarctus du myocarde (0,85 ; intervalle de 0,76 à 0,96 ; p = 0,006) et moindre passage de l’insuffisance cardiaque au décès (0,91 ; intervalle de 0,84 à 0,99 ; p = 0,040). Le passage de la fibrillation à l’insuffisance cardiaque, lui, n’atteint pas le seuil statistique.

La ré-analyse de décembre 2025 et le rôle de l’âge

Dix-huit mois plus tard, une autre équipe reprend UK Biobank et publie dans le Journal of the American Heart Association. Son volet consacré à l’usage déclaré de compléments porte sur environ 466 000 participants, celui consacré aux dosages sanguins sur environ 261 000, pour un suivi médian de 12,7 ans — un périmètre plus large que les 415 737 dossiers retenus en 2024, sur la même base et avec un recul un peu plus long. Le résultat central tient en un nombre : 1,00, intervalle de 0,97 à 1,02.

L’explication avancée par cette seconde équipe porte sur le traitement de l’âge. L’âge fait deux choses à la fois dans ce fichier. Il fait monter l’incidence de la fibrillation auriculaire, arythmie dont la fréquence croît fortement avec les années. Et il fait monter la probabilité de prendre des compléments, parce qu’on s’en préoccupe davantage en vieillissant. Une variable qui agit à la fois sur l’exposition et sur l’événement doit être neutralisée avec soin, faute de quoi son influence propre se reporte sur l’exposition.

Or la façon de la neutraliser n’est pas neutre. Découpé en deux classes larges, l’âge est traité comme si toutes les personnes d’une même tranche étaient équivalentes : une part de son effet reste dans le modèle, et elle se loge sur la seule variable disponible pour l’absorber, celle qui distingue usagers et non-usagers. Traité en variable continue, année par année, cet effet est absorbé là où il appartient. La seconde équipe indique que les modèles à âge continu prédisent mieux les données observées, et c’est dans ces modèles que le sur-risque s’efface. Ce point-là ne relève pas de l’opinion : il se tranche en refaisant tourner le modèle sur les mêmes données.

Le même travail apporte un second résultat, moins commenté et plus contre-intuitif. Quand on mesure non pas ce que les gens déclarent acheter mais ce que leur sang contient — les oméga-3 plasmatiques totaux, dosés par résonance magnétique nucléaire —, l’association avec la fibrillation auriculaire pointe dans l’autre direction : rapport de risque 0,89 (intervalle de 0,86 à 0,93), et 0,93 pour le DHA seul (intervalle de 0,89 à 0,97). Prendre des capsules et avoir des oméga-3 dans le sang sont deux variables distinctes, et l’écart entre les deux est lui-même un résultat.

Rien de tout cela n’annule le travail de 2024. Ces deux analyses ne s’affrontent pas sur un fait, elles diffèrent sur un réglage, et la ré-analyse de 2025 ne couvre qu’une partie du terrain : elle traite l’incidence de la fibrillation auriculaire et n’examine pas les transitions de maladie chez les personnes déjà atteintes. Ce volet-là n’est ni confirmé ni contredit. Il est simplement non répliqué.

Le terrain d’entente : une exposition déclarée une seule fois au recrutement

Sous le désaccord, il y a un accord bien plus vaste, et il porte sur ce que les deux analyses ont en main. Au recrutement, chaque participant a répondu à un questionnaire sur écran tactile, complété par un entretien portant sur les suppléments d’oméga-3 ou d’huile de poisson. 130 365 personnes se sont déclarées usagères régulières, soit 31,4 % de la cohorte. Le classement s’arrête là : usager ou non. Sans dose, sans formulation, sans durée.

La question n’a jamais été reposée. Elle date de 2006-2010, et le suivi court jusqu’en 2021. Sur douze ans, une part inconnue des usagers a arrêté et une part des non-usagers a commencé, sans que le fichier en garde trace. Deux personnes rangées dans la même case peuvent avaler des quantités d’EPA et de DHA sans rapport l’une avec l’autre, selon qu’elles prennent une petite gélule par jour ou trois grandes. C’est la limite qui rend cette cohorte structurellement incapable de départager les doses — un point sur lequel les deux équipes n’ont aucune raison de s’opposer.

Les auteurs de 2024 sont explicites sur la portée de leur travail : l’étude étant observationnelle, aucune relation causale ne peut en être tirée. Ils rangent parmi leurs limites l’absence de données de dose et de formulation, le recours aux seules données hospitalières pour repérer les fibrillations — celles qui n’ont pas conduit à l’hôpital échappent au comptage — et la composition ethnique de la cohorte, très majoritairement d’origine européenne, ce qui limite la transposition à d’autres populations. Écrire que l’huile de poisson « provoque » une fibrillation dépasse donc ce que ces données autorisent, dans l’une comme dans l’autre analyse. La difficulté n’a rien de propre à ce sujet : elle se retrouve chaque fois qu’une association statistique est lue comme une cause, y compris dans le débat sur le téléphone portable et le cancer.

Un mot sur les financements, puisque la question vient toujours. Le travail de 2024 a été financé par la Fondation Bill et Melinda Gates (subvention INV-016826), et ses auteurs déclarent n’avoir aucun lien d’intérêt financier avec des organisations concernées par le sujet ; le rôle éventuel du financeur dans la conduite de l’étude n’est pas documenté dans le texte publié. L’équipe de 2025, de son côté, travaille sur les biomarqueurs sanguins d’oméga-3. Ce sont des informations de contexte. Elles ne fondent aucune intention et ne remplacent pas l’examen des méthodes.

Les essais randomisés, arbitre partiel du désaccord

Quand deux observations se contredisent, il existe un critère de hiérarchie, et il ne consiste pas à choisir celle qui arrange. Une cohorte enregistre des comportements que les gens ont adoptés seuls ; un essai randomisé tire au sort qui recevra le produit et qui recevra un placebo. Ce tirage au sort répartit au hasard tout ce que personne n’a pensé à mesurer — la motivation, le niveau de revenu, la présence d’un symptôme naissant. Et la dose n’est plus déclarée : elle est fixée par le protocole. Sur la question précise de la fibrillation auriculaire, un essai pèse donc plus lourd qu’une observation, y compris quand l’observation va dans le même sens.

Ces essais existent. Une méta-analyse publiée dans Circulation le 6 octobre 2021 a regroupé sept essais randomisés de supplémentation marine en oméga-3 conduits pour des critères cardiovasculaires : 81 210 participants, âge moyen 65 ans, 39 % de femmes, suivi médian de 4,9 ans, et 2 905 fibrillations auriculaires enregistrées. Le rapport de risque global y vaut 1,25, avec un intervalle de confiance de 1,07 à 1,46 et un p de 0,013.

Ce résultat déplace le débat. Il ne dit pas que l’analyse de 2024 avait raison ni que celle de 2025 avait tort, parce qu’il ne porte pas sur la même exposition : il porte sur des produits administrés à des doses connues, dans des essais construits autour de critères cardiovasculaires, sur cinq ans de suivi médian et non sur douze. Il établit en revanche que l’augmentation du risque de fibrillation sous oméga-3 marins n’est pas un artefact de cohorte. Le phénomène a été observé là où le tirage au sort protège de l’essentiel des biais.

Une réserve accompagne ce chiffre, et elle est de taille. Aucun de ces essais n’avait été construit pour mesurer la fibrillation auriculaire : tous visaient des événements cardiovasculaires majeurs, et le recueil des arythmies y a varié d’un protocole à l’autre. Les auteurs de la méta-analyse précisent que la fibrillation figurait dans les critères prévus à l’avance de trois essais seulement — VITAL, OMEMI et STRENGTH — et qu’elle n’a été adjugée par un comité central que dans deux d’entre eux ; ailleurs, elle a été rapportée par les investigateurs ou par les participants au titre des effets indésirables. Un événement recueilli ainsi est repéré de façon moins homogène qu’un critère recherché activement. Le signal reste le plus solide dont on dispose ; il n’a pas la valeur d’un essai construit pour lui.

L’axe que le débat laisse de côté : la dose

La méta-analyse de 2021 apporte l’élément que ni l’une ni l’autre des analyses de cohorte ne peut fournir : l’effet de la quantité. Le sur-risque de fibrillation y croît avec la dose quotidienne. En dessous ou au niveau de 1 g par jour, le rapport de risque vaut 1,12 (intervalle de 1,03 à 1,22 ; p = 0,024). Au-delà de 1 g par jour, il monte à 1,49 (intervalle de 1,04 à 2,15 ; p = 0,042). Et chaque gramme quotidien supplémentaire est associé à un rapport de 1,11 (intervalle de 1,06 à 1,15 ; p = 0,001). La relation est régulière, ce qui est un argument de plus en faveur de sa réalité.

Encore faut-il savoir de quelles doses on parle. Quatre des sept essais testaient 1 g par jour : VITAL, ASCEND, GISSI-HF et Risk & Prevention. Un cinquième, OMEMI, testait 1,8 g par jour. Les deux derniers testaient 4 g par jour : REDUCE-IT, avec de l’icosapent éthyl — de l’EPA seul —, et STRENGTH, avec une association d’EPA et de DHA. Ces deux-là ne sont pas des compléments alimentaires. Ce sont des esters d’acides gras administrés à dose médicamenteuse, sur prescription.

Vue de la salle de bains, l’échelle n’a rien d’évident. Une gélule courante de commerce titre de l’ordre du gramme d’huile de poisson, dont seule une fraction est constituée d’EPA et de DHA. Entre cette gélule et les 4 g quotidiens d’esters de REDUCE-IT, l’écart se compte en unités, pas en pourcentages. Le résultat global de 1,25 mêle ces deux échelles sans décrire ni l’une ni l’autre : il agrège des essais à 1 g par jour ou moins, qui rassemblent près des trois quarts des 81 210 participants, et deux essais à 4 g par jour, où le sur-risque est le plus marqué. Le désaccord entre les deux analyses de cohorte porte précisément sur le bas de cette échelle, là où le sur-risque mesuré est le plus faible. Sur les compléments en vente libre, les données restent minces. Par ailleurs, un complément alimentaire fait l’objet de rappels de lots comme n’importe quel produit de consommation, et une fiche de rappel se lit selon quelques repères simples.

Ramené au risque absolu : de l’ordre d’un demi-point sur douze ans

« +13 % » ne veut pas dire « 13 % de risque ». Un rapport de risque est un facteur multiplicatif appliqué à un niveau de départ, et sans ce niveau de départ il ne dit rien de ce qui attend une personne. Le niveau de départ est ici connu : 18 367 fibrillations auriculaires pour 415 737 participants sur un suivi médian de 11,9 ans, soit environ 4,4 % de la cohorte en douze ans.

Appliquer un facteur 1,13 à un niveau de base de cet ordre le déplace d’environ un demi-point de pourcentage. À l’échelle d’un groupe, cela représente de l’ordre d’un cas supplémentaire pour 200 usagers réguliers suivis pendant douze ans. Cet ordre de grandeur est une reconstitution à partir des effectifs agrégés publiés : les auteurs ne fournissent pas l’incidence séparée des usagers et des non-usagers, et le calcul suppose que les deux groupes partent du même niveau, ce qui n’est qu’une approximation. Il donne l’échelle, pas la valeur exacte.

Cette conversion change la lecture du sujet. Un rapport de 1,13 sur un événement rare reste un petit déplacement d’un petit risque. Le même 1,13 appliqué à un événement fréquent produirait tout autre chose. C’est pourquoi un pourcentage d’augmentation isolé de son dénominateur n’informe pas.

Prévention primaire, prévention secondaire : deux situations distinctes

Les deux volets de l’étude de 2024 ne répondent pas à la même question, et c’est cette distinction qui décide si un lecteur est concerné, et dans quel sens. La prévention primaire demande si un complément apporte quelque chose à quelqu’un qui va bien. La prévention secondaire demande si un apport change la suite d’une maladie déjà installée. Deux populations, deux niveaux de risque de base, et dans cette cohorte deux directions de résultat.

Chez les personnes indemnes, le signal défavorable porte sur la fibrillation auriculaire et sur elle seule, avec les réserves déjà posées et une seconde analyse qui ne le retrouve pas. Chez les personnes déjà atteintes, les rapports observés vont dans le sens d’une progression plus lente : 0,85 pour le passage de la fibrillation à l’infarctus, 0,91 pour le passage de l’insuffisance cardiaque au décès. Ce sont deux situations sans recouvrement.

Ce versant favorable appelle la même prudence de lecture que l’autre, et pour la même raison. Il provient d’une cohorte observationnelle, il n’a été confirmé par aucun essai dédié, et la ré-analyse de 2025 ne l’a pas examiné. Il ne constitue une raison ni d’ajouter un complément à un traitement en cours, ni d’en retirer un. Un résultat observationnel n’est pas une indication thérapeutique.

La conséquence pratique n’est donc pas symétrique. Pour une personne en bonne santé cardiovasculaire qui prend des capsules de sa propre initiative, la question est de savoir ce qu’elle en attend : les données disponibles ne montrent de bénéfice ni sur l’infarctus ni sur la mortalité, et le signal sur la fibrillation reste discuté. Pour une personne suivie pour une maladie du cœur, la question ne se tranche pas seule.

Deux portions de poisson par semaine : le repère alimentaire de référence

Au milieu de ce désaccord, un point ne fait débat dans aucune des sources : le repère alimentaire officiel français porte sur le poisson entier, pas sur les compléments. Santé publique France, sur son site Manger Bouger, le formule ainsi : « 2 fois par semaine, dont un poisson gras (sardines, maquereau, hareng, saumon). » Une portion vaut 100 g.

La distinction n’est pas cosmétique. Un aliment apporte des acides gras dans une matrice complète, à côté d’autres nutriments et à la place d’autres aliments ; une gélule apporte une quantité isolée, en supplément d’une alimentation inchangée. L’analyse de 2025 donne d’ailleurs à cette différence un écho mesurable : le niveau d’oméga-3 réellement présent dans le sang y est associé à moins de fibrillation, quand l’usage déclaré de capsules ne l’est pas. Ce que le corps contient et ce que la personne achète ne sont pas la même variable.

Du côté des apports recommandés, l’ANSES indique avoir défini en 2010 des références nutritionnelles pour l’ALA, l’EPA et le DHA, déclinées par population — adulte, femme enceinte, femme allaitante, nourrisson, enfant, adolescent. Les valeurs chiffrées figurent dans des avis annexés à sa page. Le reste de l’alimentation compte lui aussi dans le risque coronarien, comme le montrent d’autres cohortes consacrées aux glucides et aux graisses.

L’essai qui manque pour trancher

L’état de la question se résume à un manque précis. Départager les deux analyses de cohorte demanderait un essai randomisé réunissant quatre conditions à la fois : une dose de complément, de l’ordre du gramme par jour ; des participants sans maladie cardiovasculaire au départ ; une durée longue, au-delà des cinq ans de suivi médian des essais existants ; et la fibrillation auriculaire posée comme critère principal, recherchée activement et adjugée de la même manière pour tous, plutôt que rapportée au fil du suivi.

Aucun des sept essais de la méta-analyse de 2021 ne les réunit toutes. Les deux qui ont mesuré le sur-risque le plus élevé administraient 4 g par jour d’esters sur prescription, soit un tout autre produit que la gélule de commerce ; et là où la dose se rapproche de celle des compléments, le résultat des essais et celui de la ré-analyse de 2025 ne concordent pas. Tant que cet essai n’existe pas, la réponse à « l’huile de poisson est-elle mauvaise pour le cœur ? » comporte trois parties : un sur-risque de fibrillation établi à forte dose, contesté à dose de complément, et rien de démontré dans un sens ou dans l’autre sur l’infarctus et la mortalité chez des personnes en bonne santé.

Cet article n’est pas un avis médical. Une supplémentation en oméga-3, prescrite ou achetée librement, se discute avec un médecin ou un pharmacien, seuls à connaître les traitements en cours et les antécédents ; en cas de palpitations persistantes, d’essoufflement inhabituel ou de malaise, le 15 reste la référence.

FAQ — huile de poisson, oméga-3 et risque cardiaque

L’huile de poisson augmente-t-elle le risque de fibrillation auriculaire ?

La réponse dépend de la dose et du niveau de preuve. Sur les compléments en vente libre, deux analyses de la même cohorte britannique divergent : rapport de risque 1,13 (intervalle 1,10-1,17) dans BMJ Medicine le 21 mai 2024, contre 1,00 (intervalle 0,97-1,02) dans le Journal of the American Heart Association le 10 décembre 2025, cette seconde analyse ajustant l’âge en variable continue. Sur les doses médicamenteuses, la méta-analyse d’essais randomisés publiée dans Circulation le 6 octobre 2021 conclut à une augmentation réelle, d’autant plus marquée que la dose est élevée.

Que signifie exactement « +13 % » pour une personne qui prend des capsules ?

Ce chiffre est un rapport, pas un risque. Il s’applique à un niveau de base d’environ 4,4 % de fibrillations en douze ans dans la cohorte, et le déplace d’environ un demi-point — de l’ordre d’un cas supplémentaire pour 200 usagers réguliers sur douze ans. Cet ordre de grandeur est reconstitué à partir des effectifs publiés, les auteurs ne donnant pas l’incidence par groupe d’exposition.

Faut-il arrêter une supplémentation prescrite après un accident cardiaque ?

Aucun des travaux évoqués ici ne porte sur l’arrêt d’un traitement en cours. L’analyse de 2024 observe au contraire, chez les personnes déjà atteintes, une progression plus lente de la maladie associée à l’usage régulier : 0,85 pour le passage de la fibrillation à l’infarctus. Ce résultat reste observationnel et non répliqué. Toute modification, dans un sens ou dans l’autre, se décide avec le médecin ou le pharmacien qui suit le dossier.

Les résultats de REDUCE-IT et STRENGTH concernent-ils les gélules du commerce ?

Non. Ces deux essais administraient 4 g par jour d’esters d’acides gras oméga-3, sur prescription : de l’icosapent éthyl pour REDUCE-IT, une association d’EPA et de DHA pour STRENGTH. Une gélule de commerce titre de l’ordre du gramme d’huile, dont une fraction seulement d’EPA et de DHA. Dans la méta-analyse de 2021, le sur-risque de fibrillation vaut 1,12 au niveau de 1 g par jour ou moins, contre 1,49 au-delà.

Manger du poisson revient-il au même que prendre une gélule ?

Les deux ne sont pas interchangeables, et le repère officiel français ne porte que sur le premier : deux portions de poisson par semaine, dont un poisson gras, une portion valant 100 g. L’analyse de 2025 ajoute un élément à cette distinction : le niveau d’oméga-3 mesuré dans le sang est associé à moins de fibrillation (0,89), alors que l’usage déclaré de capsules ne l’est pas.

Et le risque d’AVC, souvent cité avec ces résultats ?

C’est le signal le plus fragile de l’étude de 2024. Son rapport de risque vaut 1,05, avec un intervalle de confiance de 1,00 à 1,11 et un p de 0,050, exactement à la limite du seuil retenu. Un intervalle qui touche 1 laisse ouverte l’hypothèse d’absence de différence. Ce résultat ne peut donc pas être présenté comme un effet établi.

Qui a financé ces travaux ?

L’étude de 2024 a été financée par la Fondation Bill et Melinda Gates, subvention INV-016826, ses auteurs déclarant n’avoir aucun lien d’intérêt financier avec des organisations concernées par le sujet ; le rôle du financeur dans la conduite de l’étude n’est pas documenté dans le texte publié. L’équipe auteure de la ré-analyse de 2025 travaille sur les biomarqueurs sanguins d’oméga-3. Ces éléments relèvent du contexte et ne dispensent pas d’examiner les méthodes.