C2-2 Estimation de la mortalité attribuable aux infections nosocomiales. Résultats d’une etude de cohorte au CHU de Nîmes

© Masson, Paris, 2004.

Rev Epidemiol Sante Publique, 2004, 52 : 1S33-1S35

COMMUNICATIONS ORALES MALADIES IATROGÈNES (SESSIONS PARALLÈLES 3)

C2-1 Modes de contamination par le virus de l’hépatite C chez les personnes non toxicomanes, non transfusées : étude cas-témoins nationale « EPIC » CARRAT F. (1, 2), KARMOCHKINE M. (3), GODEREL I. (1), PANNETIER G. (1), PERRONNE C. (4), CACOUB P. (2), RAGUIN G. (2), POUR LE GERMIVIC ET LE GROUPE EPIC (1) INSERM U444, 75012 Paris ; (2) Groupe Hospitalier Est, Université Paris-6 ; (3) Groupe Hospitalier Ouest, Université Paris-5 ; (4) Hôpital R.-Poincaré, Garches. Objectifs : Identifier les facteurs de risque d’infection par le virus de l’hépatite C (VHC) chez les sujets dont le mode de contamination est inconnu. Méthodes : Enquête nationale multicentrique cas-témoins. Cas : infection prouvée par le VHC suivie en Médecine Interne, Maladies Infectieuses ou Hépatologie ; exclusion des sujets ayant utilisé de la drogue intra-veineuse (même une fois), des transfusés, des hémodialysés, des greffés, des personnes infectées par le virus de l’immunodéficience humaine, des professionnels de la santé, des sujets ayant eu connaissance d’un partenaire sexuel VHC+. Témoins : un à deux par cas, appariés sur le sexe, la tranche d’âge, la zone géographique, le nombre de maladies chroniques hors celles imputées au VHC. Recueil des variables : entretien téléphonique avec médecin-enquêteur ; 66 facteurs d’exposition étudiés regroupés en trois chapitres : risque nosocomial, exposition iatrogène ambulatoire, habitus et mode de vie. Résultats : 56 centres investigateurs, 450 cas et 757 témoins, âge moyen 53 ans, 55 % hommes. 15 facteurs de risque indépendants de contamination par le VHC (P < 0,05) : hospitalisation en médecine (OR : 2,1) ; hospitalisation en chirurgie (OR : 1,7) ; endoscopie digestive (OR : 1,9) ; avortements (OR : 1,8) ; soins d’ulcères variqueux et plaies (OR : 10,1) ; électrocoagulation (OR : 3,0) ; sclérose de varices (OR : 1,7) ; injections de gammaglobulines spécifiques (OR : 1,7) ; acupuncture (OR : 1,6) ; injections intramusculaires ambulatoires (OR : 1,4) ; injections intraveineuses ambulatoires (OR : 1,7) ; cocaïne nasale (OR : 4,6) ; soins chez l’esthéticienne (OR : 2,0) ; manucure ou pédicurie (OR : 1,8) ; pratique de sports violents (OR : 2,4). Les accouchements, les hospitalisations pour raison obstétricale, les endoscopies non digestives, les cathétérismes, les ponctions et biopsies d’organe ou de séreuse, les soins dentaires, la mésothérapie, le tatouage, le piercing, la prison ne sont pas trouvés associés au risque de contamination par le VHC. Conclusion : Dans une population sélectionnée sur l’absence de mode de contamination connue, les facteurs identifiés pourraient expliquer 74 % des infections par le VHC.

C2-2 Estimation de la mortalité attribuable aux infections nosocomiales. Résultats d’une étude de cohorte au CHU de Nîmes FABBRO-PERAY P. (1, 4), SOTTO A. (2, 4), DEFEZ C. (1), CAZABAN M. (3, 4), GAZEL L. (1), PINEDE M. (1), BLANC I. (1), MARES O. (1), MAHAMAT A. (1, 4), DAURES J.P. (1, 4) (1) Département de l’Information Médicale ; (2) CLIN ; (3) EOH, CHU de Nîmes ; (4) Laboratoire d’Épidémiologie, EA 2415, IURC Montpellier. Objectifs : Estimer le rôle des infections nosocomiales (IN) dans la mortalité à 60 jours des patients hospitalisés. Méthodes : Une étude prospective, exposés-non exposés a été réalisée entre mai 2001 et janvier 2003 dans la cohorte des patients de court et moyen séjour du CHU de Nîmes. Les exposés étaient les patients consécutifs chez qui un diagnostic d’IN a été porté selon la définition des 100 recommandations. Les non exposés, appariés sur le sexe, l’âge et le délai admission-infection ont été tirés au sort sur la base hospitalière. Le critère de jugement était le décès du patient à 60 jours. Le questionnaire comportait les caractéristiques socio-démographiques, les comorbidités, les scores de gravité, les facteurs de risque d’IN, le(s) site(s), germe(s) et leur caractère multirésistant. Le risque relatif (RR) de décès à 60 jours lié à l’IN a été estimé après ajustement, par l’odds ratio (OR) en utilisant la régression logistique conditionnelle. La proportion de risque de décès attribuable à l’IN a été estimée. Résultats : 1 915 exposés et 5 176 non exposés ont été inclus. À 60 jours, le statut vital était connu pour 6 881 patients (97 %). 400 exposés sont décédés (21,7 %) versus 416 non exposés (8,3 %). Le RR de décès lié à l’IN ajusté sur les facteurs de confusion a été estimé à 1,74 (IC 95 % : 1,40-2,17). En considérant une incidence des IN en France entre 3 et 6 %, la proportion de risque de décès attribuable à l’IN, serait estimée entre 2,2 % (IC 95 % : 1,1-4,2 %) et 4,3 % (IC 95 % : 2,2-8,1 %). Sur 1 000 décès à 60 jours parmi les patients hospitalisés, 22 à

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CONGRÈS DE L’ADELF

43 pourraient être attribuables à l’IN. L’incidence estimée des IN au CHU de Nîmes nous situe à la borne inférieure de cette fourchette. Conclusion : À notre connaissance, il s’agit de la première étude prospective française de ce type à l’échelle d’un établissement. L’estimation du nombre de décès attribuables aux IN dépend du taux d’incidence retenu et d’autres facteurs que nous discuterons. (Ce travail a été soutenu par le ministère de la Santé (PHRC national 2000), l’ANAES et la Fondation pour la Recherche Médicale.)

C2-3 Évaluation médico-économique du suivi sérologique péri-transfusionnel du virus de l’hépatite C JOSSET V. (1), CHAMOUNI P. (1), TAVOLACCI MP. (1), LADNER J. (1), MENDEL I. (1, 4), OUNNOUGHENE N. (5), GORIA O. (2, 3), COLIN R. (2, 3), CZERNICHOW P. (1, 3) (1) Département d’Épidémiologie et de Santé Publique, Centre Hospitalier Universitaire — Hôpitaux de Rouen, France ; (2) Département des Maladies de l’Appareil Digestif et de la Nutrition, Centre Hospitalier Universitaire — Hôpitaux de Rouen, France ; (3) Groupe de Recherche sur l’Appareil Digestif, Centre Hospitalier Universitaire — Hôpitaux de Rouen, France ; (4) Laboratoire de Virologie, Centre Hospitalier Universitaire — Hôpitaux de Rouen, France ; (5) Agence Française de Sécurité Sanitaire et des Produits de Santé, Unité Hémovigilance, France. Objectifs : Une évaluation médico-économique de stratégies de dépistage péri-transfusionnel du virus de l’hépatite C a été réalisée. Méthodes : Quatre stratégies de dépistage péri-transfusionnel, appliquées à la population transfusée au 1er semestre 1996 au CHU de Rouen, ont été comparées : une stratégie n’imposant aucun dépistage systématique, une seconde systématisant un dépistage pré- et post-transfusionnel à 3 mois (réglementation actuelle), une troisième reportant ce dépistage post-transfusionnel à 6 mois et une dernière consistant en un dépistage unique pré-transfusionnel. L’efficacité (nombre de cas dépisté positif), l’efficience (coût moyen du cas dépisté) et les coûts marginaux de passage d’une stratégie à une autre ont été évalués pour chacune des stratégies. Résultats : L’analyse de décision a montré que le dépistage unique pré-transfusionnel présentait une efficacité comparable aux stratégies systématisant un dépistage pré- et post-transfusionnel à 3 et 6 mois. L’efficience était de 385 € avec la première stratégie et passait à 523 € et 488 € avec les dépistages pré- et post-transfusionnels respectivement à 3 et 6 mois. Lors du dépistage unique pré-transfusionnel, ce coût était inférieur (361 €). Le passage de la première stratégie à celles préconisant des dépistages pré- et post-transfusionnels à trois et six mois engendrait un coût marginal des cas dépistés de 619 € et 559 € respectivement. Ce coût s’élevait à 5 824 € lors de l’extension du dépistage unique pré-transfusionnel au dépistage pré- et post-transfusionnel à six mois. Conclusion : La réalisation d’un dépistage systématique unique pré-transfusionnel semble raisonnable dans l’état actuel des connaissances.

C2-4 Facteurs socio-démographiques associés à la polymédication dans une population de sujets âgés de 65 ans et plus : données de l’étude des 3 Cités (3C) LECHEVALLIER-MICHEL N. (1), FOURRIER-REGLAT A. (2), BERR C. (2), BELMIN J. (3), LEGRAIN S. (4), SAINT-JEAN O. (5), ALPEROVITCH A. (6), POUR LES INVESTIGATEURS DE L’ÉTUDE DES 3 CITES (1) EA 3676 : Médicament, Produits et Systèmes de Santé, Université Victor-Segalen Bordeaux 2, Bordeaux ; (2) INSERM EMI-9930, Hôpital de la Colombière, Montpellier ; (3) Service de Gériatrie, Hôpital Charles-Foix, Ivry-sur-Seine ; (4) Service de Gériatrie, Hôpital Bichat, Paris ; (5) Service de Gériatrie, Hôpital Européen GeorgesPompidou, Paris ; (6) INSERM Unité 360, Hôpital de la Salpêtrière, Paris. Objectifs : Décrire la consommation de médicaments dans une cohorte de sujets âgés de 65 ans et plus et étudier les facteurs socio-démographiques associés à la polymédication. Méthodes : Cette étude a été conduite à partir des données recueillies dans la cohorte des 3 Cités, constituée de 9 294 sujets âgés de 65 ans et plus, vivant à domicile dans les villes de Bordeaux, Dijon et Montpellier. À partir d’un questionnaire standardisé, des informations sur les caractéristiques socio-démographiques, l’état de santé, les antécédents médicaux et la consommation de médicaments ont été notamment recueillies. Outre la description de la consommation des principales classes thérapeutiques, l’association entre les caractéristiques socio-démographiques et la polymédication (consommation d’au moins cinq médicaments) a été étudiée à l’aide de modèles de régression logistique, après stratification sur l’état de santé. Résultats : La consommation d’au moins un médicament était rapportée par 91,5 % des sujets, d’au moins cinq par 45,1 % (nombre moyen : 4,4 ; écart-type : 2,9). Les médicaments cardiovasculaires étaient les plus consommés (77,6 %), suivis par ceux des voies digestives et du métabolisme (40,3 %), les psychotropes (28,3 %), les médicaments des muscles et du squelette (23,9 %) et ceux du sang et des organes hématopoïétiques (23,0 %). En prenant pour référence les hommes ayant un haut niveau d’études, les femmes (haut niveau d’études : OR = 1,6 ; IC 95 % : 1,3-1,8 ; bas niveau d’études : OR = 2,0 ; IC 95 % : 1,8-2,3) et les hommes de bas niveau d’études (OR = 1,3 ; IC 95 % : 1,1-1,5) avaient un risque plus important d’être polymédiqués. Les analyses stratifiées montrent que ces