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Étude des facteurs de réadmission à 30 jours suivant une chirurgie de la hernie de l’aine, à partir de la base nationale des séjours hospitaliers
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EPI-CLIN 2014 / Revue d’Épidémiologie et de Santé Publique 62S (2014) S113–S132
Session 6 – Grandes bases de données/entrepôts de données : aide à la décision clinique ou en santé publique (I) 6.1
Détection d’associations dans un grand jeu de données épidémiologie : une comparaison du data mining, de la régression logistique conventionnelle et de la régression logistique pénalisée pour identifier des facteurs associés à la grippe H1N1 Y. Mansiaux , F. Carrat Inserm, UMR S 1136, Institut Pierre-Louis d’épidémiologie et de santé publique, Paris, France Mots clés : Data mining ; Régression logistique ; Régression LASSO ; Grippe H1N1pdm Introduction.– Nous avons exploré les performances de méthodes dédiées à l’analyse de données de grande dimension pour détecter des associations indépendantes entre des expositions et une variable réponse dichotomique. Méthodes.– Nous avons recherché des associations entre 303 covariables et des infections par la grippe pandémique H1N1 chez 498 sujets (14 % infectés) échantillonnés dans une cohorte en population générale dédiée à l’étude des facteurs de risques de l’infection grippale. Les associations indépendantes ont été détectées par deux méthodes de data mining, les forêts aléatoires (FA) et les arbres de régression boostés (ARB), par la méthodologie d’analyse conventionnelle en régression logistique (régression univariée suivie d’une régression multivariée [RURM]) et par la régression logistique pénalisée par le LASSO, introduisant une pénalité dans le modèle logistique permettant d’effectuer une sélection des covariables importantes. Des tests de permutation ont été développés pour évaluer la significativité statistique des associations. Nous avons simulé 500 jeux de données pour évaluer les taux de vrais positifs (TVP) et de faux positifs (TFP) associés à ces méthodes. Résultats.– Selon la méthode, entre 2 et 13 covariables (1–4 %) ont été identifiées comme associées avec l’infection par la grippe. Le titre pré-saisonnier d’anticorps inhibant l’hémagglutination (titre HAI) a été la seule covariable sélectionnée par toutes les méthodes, tandis que 282 (93 %) covariables n’ont été sélectionnées par aucune des méthodes. Au seuil nominal de 5 %, le TVP était de 86 % pour FA, 79 % pour ARB, entre 18 et 46 % pour RURM, et entre 71 et 75 % pour le LASSO. Le TFP était de 5 % pour FA et ARB, entre 8 et 2 % pour RURM et entre 7 et 4 % avec le LASSO. Conclusion.– Les méthodes de data mining et le LASSO doivent être considérées comme des méthodes fiables pour détecter des associations indépendantes dans des grands jeux de données en épidémiologie ; la méthodologie conventionnelle employée en régression logistique n’est pas adaptée dans un tel contexte. http://dx.doi.org/10.1016/j.respe.2014.05.026 6.2
Système national d’information inter-régimes de l’assurance maladie (Sniiram) chaîné au Programme de médicalisation des systèmes d’information (PMSI) et score de Charlson A. Bannay , C. Chaignot , P.-O. Blotière , M. Basson , A. Weill , P. Ricordeau , F. Alla Caisse nationale d’assurance maladie des travailleurs salariés, Paris, France Mots clés : Sniiram ; PMSI ; Charlson ; Comorbidité ; Score Introduction.– En épidémiologie, la comorbidité peut être approchée par des indicateurs synthétiques, le plus cité étant le score de Charlson. Son utilisation dans une base médico-administrative nécessite d’adapter son élaboration aux données disponibles et de valider sa valeur pronostique. Les objectifs de ce travail étaient :
– d’adapter le score de comorbidités de Charlson aux données du Sniiram chaîné au PMSI pour prédire la mortalité à un an des patients hospitalisés ; – d’étudier sa valeur pronostique ; – de comparer l’effet sur la mortalité de chacune des pathologies composant le score aux poids initialement définis par Charlson. Méthodes.– À partir des données du Sniiram chaîné au PMSI et au statut vital, nous avons sélectionné tous les patients adultes, couverts par le régime général hors sections locales mutualistes, dans un service de médecine, chirurgie ou obstétrique en 2010. Seule la première hospitalisation de l’année a été considérée. Les pathologies composant le score de Charlson ont été recherchées dans les 12 mois précédant la date d’inclusion dans : les diagnostics (principaux, reliés ou associés) du PMSI, les diagnostics d’une affection longue durée, la réalisation d’actes CCAM spécifiques, le remboursement de médicaments spécifiques « traceurs ». La somme des poids de chaque comorbidité identifiée par au moins une source pour un patient donnait son score de Charlson. Le score de Charlson ajusté sur l’âge (obtenu en ajoutant un point par décade à partir de l’âge de 50 ans) a également été calculé. Les deux scores ont été utilisés en score total (variable discrète) ou en classes (0 ; 1–2 ; 3–4 ; ≥ 5 points) comme variable explicative de la mortalité toute cause à un an dans un modèle de Cox brut et ajusté sur l’âge et le sexe. Résultats.– Nous avons inclus 6 602 641 personnes hospitalisées en 2010 présentant un nombre moyen de 0,52 comorbidité (de 0 à 11). Le taux de survie à un an était de 94,9 %. Un gradient de survie selon les niveaux du score de Charlson était observé s’étendant : de 98,41 % pour un score de 0 (64 % des sujets) à 71,64 % pour un score de 5 et plus. Le score de Charlson et le score de Charlson ajusté sur l’âge étaient significativement associés à la mortalité à un an dans le modèle brut et ajusté. Le modèle incluant le score de Charlson ajusté sur l’âge en classe montrait la meilleure discrimination (c-statistic = 0,914) et une courbe de calibration adéquate. Un modèle de Cox prédictif de la mortalité à un an incluant l’ensemble des comorbidités individuellement sans ajustement sur l’âge retrouvait des poids plus élevés que dans la publication originale de Charlson pour chacune des pathologies à l’exception de l’infection VIH-sida. Après prise en compte de l’âge et du sexe, l’effet des comorbidités sur la mortalité tendait à diminuer et à se rapprocher des poids initiaux à l’exception de la présence d’un cancer métastatique (HR = 11,34 ; IC95 % : 11,18–11,55 versus 6 dans le score original) et d’une infection VIH-sida (HR = 1,43 ; IC95 % : 1,32–1,55 versus 6). Conclusion.– Le score de Charlson peut être utilisé sur les données du Sniiram chaîné au PMSI. Nos résultats suggèrent de préférer un score ajusté sur l’âge et découpé en classes. Bien que très utilisé, ce score est basé sur des poids définis en 1987 qui ne sont plus d’actualité pour certaines pathologies. L’extension de ce score à l’ensemble des usagers du système de soins et sa mise à jour pourraient permettre une utilisation plus large de la notion de comorbidités. http://dx.doi.org/10.1016/j.respe.2014.05.027 6.3
Étude des facteurs de réadmission à 30 jours suivant une chirurgie de la hernie de l’aine, à partir de la base nationale des séjours hospitaliers L. Nguyen a , G. Mercier b , B. Millat c , J.-M. Delay d , F. Séguret a a Unité d’évaluation et d’étude épidémiologiques sur les bases nationales hospitalières, DIM CHU de Montpellier, Montpellier, France b DIM CHU de Montpellier, Montpellier, France c Département de chirurgie digestive, CHU de Montpellier, Montpellier, France d Département d’anesthésie-réanimation, CHU de Montpellier, Montpellier, France Mots clés : Réhospitalisations ; Chirurgie ; Hernie ; Bases de données ; Qualité des soins Introduction.– La réadmission à 30 jours d’une première hospitalisation est un évènement de santé défavorable utilisé comme indicateur de qualité des soins. Dans certains pays, le taux de réadmission permet d’évaluer la performance des établissements de santé et conditionne leur financement. Certaines modalités de prise en charge de la hernie de l’aine, principale cause de chirurgie en France, ont
EPI-CLIN 2014 / Revue d’Épidémiologie et de Santé Publique 62S (2014) S113–S132 été associées, à un risque élevé de complications postopératoires. Notre objectif était d’identifier les facteurs de risque de réadmission à 30 jours suivant une chirurgie de hernie de l’aine. Méthodes.– Cette étude porte sur la base nationale (court séjour) du Programme de médicalisation des systèmes d’information (PMSI). Les séjours index de chirurgie de l’aine en 2011 ont été sélectionnés à partir des actes (codes CCAM de cure de hernie uni ou bilatérale, avec ou sans pose de prothèse, par laparotomie ou vidéochirurgie), des diagnostics principaux (codes CIM-10, notamment de hernie avec ou sans complications, de troubles vasculaires de l’intestin, de péritonite, d’occlusion intestinale, de syndrome abdominal aigu), et des Groupes homogènes de malades (GHM) (interventions pour hernies et éventrations, interventions majeures sur l’intestin grêle et le côlon). Les interventions associées à un cancer étaient exclues. L’évènement d’intérêt était la présence d’une admission (hospitalisation > 1 nuit) survenant dans les 30 jours après la sortie. Une étude qualitative des motifs de réadmission par un chirurgien digestif et un réanimateur a permis d’exclure les évènements sans lien avec le séjour index. La recherche des facteurs de réadmission s’est fondée sur une régression logistique précédée de l’utilisation de règles d’association pour l’établissement des classes de co-morbidités. Une analyse de sensibilité (réadmissions toutes causes) a été effectuée. Résultats.– Parmi les 122 952 séjours identifiés, 3357 (2,4 %) des 4409 réadmissions, étaient jugées en lien avec le séjour index, Les principaux facteurs de risque de réadmission étaient l’âge (par année après 60 ans, OR = 1,03 [1,02;1,03]), le passage en réanimation (OR = 2,59 [1,82;3,70]) la présence d’actes concomitants (OR = 1,28 [1,18;1,39]), la sévérité du séjour (niveau 2 : OR = 1,35 [1,21;1,51] à niveau 4 : OR = 1,88 [1,46;2,42]), la sortie en transfert (OR = 3,95 [3,16;4,94]), la présence de comorbidités. La sortie en service de soins de suite et de réadaptation (OR = 0,56 [0,46;0,69]), la vidéochirurgie (OR = 0,83 [0,76;0,91]), la pose de prothèse (OR = 0,88 [0,79;0,98]) étaient des facteurs protecteurs. Le volume de chirurgie de l’établissement (> 45 % : OR = 0,79 [0,70;0,90]) était associé à une réduction du risque, contrairement à une diversité élevée d’activités (nombre de racines de GHM différentes > 500 : OR = 1,24 [1,08;1,43]). Conclusion.– L’étude de la réadmission s’inscrit dans la recherche de la qualité des soins et dans l’évolution des modèles médico-économiques des systèmes de santé. Notre travail repose sur les données PMSI considérées comme de bonne qualité en particulier sur les prises en charge de chirurgie. Si l’on ne peut exclure les limites inhérentes à la classification des réadmissions, cette étude montre que la réadmission à 30 jours dans ce contexte relève de facteurs liés au patient, des modalités de prise en charge notamment à la sortie du séjour index, mais aussi de caractéristiques de l’établissement, sur lesquelles la faisabilité d’une modification des pratiques pourrait être évaluée. http://dx.doi.org/10.1016/j.respe.2014.05.028 6.4
Comparaison de l’efficacité de rosuvastatine versus simvastatine en prévention primaire chez les nouveaux utilisateurs : une étude de cohorte à partir des données du Système national d’information inter-régimes de l’Assurance maladie A. Neumann , G. Maura , A. Weill , P. Ricordeau , F. Alla , H. Allemand Caisse nationale d’assurance maladie des travailleurs salariés, Paris, France Mots clés : Rosuvastatine ; Simvastatine ; Efficacité ; Sniiram Introduction.– À l’inverse des autres pays européens où les prescriptions de statines se concentrent sur la simvastatine, en France, la rosuvastatine non génériquée occupe une place importante dans les prescriptions. Cette étude observationnelle a comparé l’efficacité en prévention primaire de rosuvastatine versus simvastatine sur la mortalité toutes causes et la survenu d’évènements cardio/cérébro-vasculaires graves. Les dosages étudiés, rosuvastatine 5 mg et simvastatine 20 mg, avaient une capacité comparable à réduire le LDL cholestérol. Méthodes.– Réalisée à partir des données de remboursements du régime général de l’Assurance maladie stricto sensu chaînées aux données d’hospitalisations,
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cette cohorte historique a porté sur les patients âgés de 40 à 79 ans, débutant un traitement statine par rosuvastatine 5 mg ou simvastatine 20 mg, prescrit par un généraliste en 2008/2009. Les patients devaient avoir pris leur traitement initial régulièrement, sans changement de molécule ou dose, lors de la première année et ceux avec antécédents cardio/cérébro-vasculaires ont été exclus. Le suivi a commencé une année après le début du traitement. Les évènements recherchés étaient : – décès toutes causes ; – décès et/ou AVC ischémique et/ou cardiopathie ischémique aiguë. Dans une analyse « en intention de traiter », les patients, suivis au plus tard jusqu’à fin 2011, ont été comparés en fonction de leur traitement initial. Dans une analyse « per-protocole », le suivi a été arrêté précocement au moment d’un éventuel changement du traitement initial. L’ajustement sur les variables à baseline (caractéristiques sociodémographiques, comédications et comorbidités) a été effectué à l’aide d’un modèle de Cox. Dans l’analyse « per-protocole », l’estimation a été réalisée par « pondération selon l’inverse de la probabilité de censure » en utilisant des variables supplémentaires, dépendantes du temps. Les analyses ont été réalisées par sexe. Résultats.– Au total, 106 941 patients de la cohorte débutaient un traitement par rosuvastatine 5 mg et 56 860 par simvastatine 20 mg. Comparé à simvastatine 20 mg, les patients sous-rosuvastatine 5 mg étaient plus jeunes (âge moyen : 60,0 versus 60,4 ans) et avaient moins de facteurs de risque cardiovasculaire (médicaments antidiabétiques : 18,4 % versus 23,4 % ; antihypertenseurs : 56,6 % versus 60,1 % ; antiagrégants plaquettaires : 16,0 % versus 18,5 %). Dans l’analyse « en intention de traiter », la durée moyenne du suivi était de 23,8 mois (au-delà de la première année de traitement). Au cours du suivi, 40,2 % des patients arrêtaient le traitement initial (14,2 % changeaient vers une autre statine et 26,0 % l’arrêtaient ou l’interrompaient plus de six mois sans changement préalable). Dans aucune des analyses réalisées (ventilées par sexe, évènement étudié et type d’analyse), le hazard ratio ajusté comparant rosuvastatine 5 mg versus simvastatine 20 mg n’était significativement différent de 1. Par exemple, pour les hommes, le hazard ratio pour l’évènement combiné était de 0,94 (IC à 95 % : 0,85–1,04) dans l’analyse « en intention de traiter » et de 0,98 (0,87–1,10) en « per-protocole ». Conclusion.– Les résultats de cette étude en vie réelle ne sont pas en faveur d’une prescription préférentielle de la rosuvastatine par rapport à la simvastatine en prévention primaire. http://dx.doi.org/10.1016/j.respe.2014.05.029 6.5
Intégration de terminologies diagnostiques en cancérologie : le NCI thésaurus comme pivot ? V. Jouhet a,b , B. Bréchat b , F. Mougin b , F. Thiessard a,b Service d’information médicale, Pôle de santé publique, CHU de Bordeaux, Bordeaux, France b Équipe de recherche en informatique appliquée à la santé, Isped, Université de Bordeaux, Bordeaux, France
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Mots clés : Terminologies médicales ; Cancer ; Ré-utilisation de données Introduction.– L’identification des patients éligibles dans un protocole de recherche clinique et la production d’indicateurs pour l’épidémiologie du cancer sont des enjeux importants pour faciliter la recherche en cancérologie. L’informatisation des données médicales produit des quantités importantes d’informations qui pourraient répondre à ces besoins. Au sein des données de prise en charge, les informations sont fragmentées, redondantes et hétérogènes. Ainsi, en France, plusieurs terminologies sont utilisées en routine pour coder des diagnostics de cancer (CIM10 pour le PMSI, CIM-O3 au sein des registres, ADICAP pour l’anatomopathologie). Cette hétérogénéité est un frein majeur pour rechercher des cas de cancers à partir des données patients. En effet, il est indispensable de différencier les éléments décrivant la tumeur étudiée et ceux décrivant d’éventuelles autres tumeurs chez un même patient. Il est donc nécessaire de mettre en correspondance ces différentes terminologies afin de confronter les informations issues de multiples sources mais aussi de disposer d’une description homogène des connaissances sur la cancérologie. Le NCI thésaurus (NCIt) est une terminologie de référence dans le domaine du cancer.
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Session 6 – Grandes bases de données/entrepôts de données : aide à la décision clinique ou en santé publique (I) 6.1
Détection d’associations dans un grand jeu de données épidémiologie : une comparaison du data mining, de la régression logistique conventionnelle et de la régression logistique pénalisée pour identifier des facteurs associés à la grippe H1N1 Y. Mansiaux , F. Carrat Inserm, UMR S 1136, Institut Pierre-Louis d’épidémiologie et de santé publique, Paris, France Mots clés : Data mining ; Régression logistique ; Régression LASSO ; Grippe H1N1pdm Introduction.– Nous avons exploré les performances de méthodes dédiées à l’analyse de données de grande dimension pour détecter des associations indépendantes entre des expositions et une variable réponse dichotomique. Méthodes.– Nous avons recherché des associations entre 303 covariables et des infections par la grippe pandémique H1N1 chez 498 sujets (14 % infectés) échantillonnés dans une cohorte en population générale dédiée à l’étude des facteurs de risques de l’infection grippale. Les associations indépendantes ont été détectées par deux méthodes de data mining, les forêts aléatoires (FA) et les arbres de régression boostés (ARB), par la méthodologie d’analyse conventionnelle en régression logistique (régression univariée suivie d’une régression multivariée [RURM]) et par la régression logistique pénalisée par le LASSO, introduisant une pénalité dans le modèle logistique permettant d’effectuer une sélection des covariables importantes. Des tests de permutation ont été développés pour évaluer la significativité statistique des associations. Nous avons simulé 500 jeux de données pour évaluer les taux de vrais positifs (TVP) et de faux positifs (TFP) associés à ces méthodes. Résultats.– Selon la méthode, entre 2 et 13 covariables (1–4 %) ont été identifiées comme associées avec l’infection par la grippe. Le titre pré-saisonnier d’anticorps inhibant l’hémagglutination (titre HAI) a été la seule covariable sélectionnée par toutes les méthodes, tandis que 282 (93 %) covariables n’ont été sélectionnées par aucune des méthodes. Au seuil nominal de 5 %, le TVP était de 86 % pour FA, 79 % pour ARB, entre 18 et 46 % pour RURM, et entre 71 et 75 % pour le LASSO. Le TFP était de 5 % pour FA et ARB, entre 8 et 2 % pour RURM et entre 7 et 4 % avec le LASSO. Conclusion.– Les méthodes de data mining et le LASSO doivent être considérées comme des méthodes fiables pour détecter des associations indépendantes dans des grands jeux de données en épidémiologie ; la méthodologie conventionnelle employée en régression logistique n’est pas adaptée dans un tel contexte. http://dx.doi.org/10.1016/j.respe.2014.05.026 6.2
Système national d’information inter-régimes de l’assurance maladie (Sniiram) chaîné au Programme de médicalisation des systèmes d’information (PMSI) et score de Charlson A. Bannay , C. Chaignot , P.-O. Blotière , M. Basson , A. Weill , P. Ricordeau , F. Alla Caisse nationale d’assurance maladie des travailleurs salariés, Paris, France Mots clés : Sniiram ; PMSI ; Charlson ; Comorbidité ; Score Introduction.– En épidémiologie, la comorbidité peut être approchée par des indicateurs synthétiques, le plus cité étant le score de Charlson. Son utilisation dans une base médico-administrative nécessite d’adapter son élaboration aux données disponibles et de valider sa valeur pronostique. Les objectifs de ce travail étaient :
– d’adapter le score de comorbidités de Charlson aux données du Sniiram chaîné au PMSI pour prédire la mortalité à un an des patients hospitalisés ; – d’étudier sa valeur pronostique ; – de comparer l’effet sur la mortalité de chacune des pathologies composant le score aux poids initialement définis par Charlson. Méthodes.– À partir des données du Sniiram chaîné au PMSI et au statut vital, nous avons sélectionné tous les patients adultes, couverts par le régime général hors sections locales mutualistes, dans un service de médecine, chirurgie ou obstétrique en 2010. Seule la première hospitalisation de l’année a été considérée. Les pathologies composant le score de Charlson ont été recherchées dans les 12 mois précédant la date d’inclusion dans : les diagnostics (principaux, reliés ou associés) du PMSI, les diagnostics d’une affection longue durée, la réalisation d’actes CCAM spécifiques, le remboursement de médicaments spécifiques « traceurs ». La somme des poids de chaque comorbidité identifiée par au moins une source pour un patient donnait son score de Charlson. Le score de Charlson ajusté sur l’âge (obtenu en ajoutant un point par décade à partir de l’âge de 50 ans) a également été calculé. Les deux scores ont été utilisés en score total (variable discrète) ou en classes (0 ; 1–2 ; 3–4 ; ≥ 5 points) comme variable explicative de la mortalité toute cause à un an dans un modèle de Cox brut et ajusté sur l’âge et le sexe. Résultats.– Nous avons inclus 6 602 641 personnes hospitalisées en 2010 présentant un nombre moyen de 0,52 comorbidité (de 0 à 11). Le taux de survie à un an était de 94,9 %. Un gradient de survie selon les niveaux du score de Charlson était observé s’étendant : de 98,41 % pour un score de 0 (64 % des sujets) à 71,64 % pour un score de 5 et plus. Le score de Charlson et le score de Charlson ajusté sur l’âge étaient significativement associés à la mortalité à un an dans le modèle brut et ajusté. Le modèle incluant le score de Charlson ajusté sur l’âge en classe montrait la meilleure discrimination (c-statistic = 0,914) et une courbe de calibration adéquate. Un modèle de Cox prédictif de la mortalité à un an incluant l’ensemble des comorbidités individuellement sans ajustement sur l’âge retrouvait des poids plus élevés que dans la publication originale de Charlson pour chacune des pathologies à l’exception de l’infection VIH-sida. Après prise en compte de l’âge et du sexe, l’effet des comorbidités sur la mortalité tendait à diminuer et à se rapprocher des poids initiaux à l’exception de la présence d’un cancer métastatique (HR = 11,34 ; IC95 % : 11,18–11,55 versus 6 dans le score original) et d’une infection VIH-sida (HR = 1,43 ; IC95 % : 1,32–1,55 versus 6). Conclusion.– Le score de Charlson peut être utilisé sur les données du Sniiram chaîné au PMSI. Nos résultats suggèrent de préférer un score ajusté sur l’âge et découpé en classes. Bien que très utilisé, ce score est basé sur des poids définis en 1987 qui ne sont plus d’actualité pour certaines pathologies. L’extension de ce score à l’ensemble des usagers du système de soins et sa mise à jour pourraient permettre une utilisation plus large de la notion de comorbidités. http://dx.doi.org/10.1016/j.respe.2014.05.027 6.3
Étude des facteurs de réadmission à 30 jours suivant une chirurgie de la hernie de l’aine, à partir de la base nationale des séjours hospitaliers L. Nguyen a , G. Mercier b , B. Millat c , J.-M. Delay d , F. Séguret a a Unité d’évaluation et d’étude épidémiologiques sur les bases nationales hospitalières, DIM CHU de Montpellier, Montpellier, France b DIM CHU de Montpellier, Montpellier, France c Département de chirurgie digestive, CHU de Montpellier, Montpellier, France d Département d’anesthésie-réanimation, CHU de Montpellier, Montpellier, France Mots clés : Réhospitalisations ; Chirurgie ; Hernie ; Bases de données ; Qualité des soins Introduction.– La réadmission à 30 jours d’une première hospitalisation est un évènement de santé défavorable utilisé comme indicateur de qualité des soins. Dans certains pays, le taux de réadmission permet d’évaluer la performance des établissements de santé et conditionne leur financement. Certaines modalités de prise en charge de la hernie de l’aine, principale cause de chirurgie en France, ont
EPI-CLIN 2014 / Revue d’Épidémiologie et de Santé Publique 62S (2014) S113–S132 été associées, à un risque élevé de complications postopératoires. Notre objectif était d’identifier les facteurs de risque de réadmission à 30 jours suivant une chirurgie de hernie de l’aine. Méthodes.– Cette étude porte sur la base nationale (court séjour) du Programme de médicalisation des systèmes d’information (PMSI). Les séjours index de chirurgie de l’aine en 2011 ont été sélectionnés à partir des actes (codes CCAM de cure de hernie uni ou bilatérale, avec ou sans pose de prothèse, par laparotomie ou vidéochirurgie), des diagnostics principaux (codes CIM-10, notamment de hernie avec ou sans complications, de troubles vasculaires de l’intestin, de péritonite, d’occlusion intestinale, de syndrome abdominal aigu), et des Groupes homogènes de malades (GHM) (interventions pour hernies et éventrations, interventions majeures sur l’intestin grêle et le côlon). Les interventions associées à un cancer étaient exclues. L’évènement d’intérêt était la présence d’une admission (hospitalisation > 1 nuit) survenant dans les 30 jours après la sortie. Une étude qualitative des motifs de réadmission par un chirurgien digestif et un réanimateur a permis d’exclure les évènements sans lien avec le séjour index. La recherche des facteurs de réadmission s’est fondée sur une régression logistique précédée de l’utilisation de règles d’association pour l’établissement des classes de co-morbidités. Une analyse de sensibilité (réadmissions toutes causes) a été effectuée. Résultats.– Parmi les 122 952 séjours identifiés, 3357 (2,4 %) des 4409 réadmissions, étaient jugées en lien avec le séjour index, Les principaux facteurs de risque de réadmission étaient l’âge (par année après 60 ans, OR = 1,03 [1,02;1,03]), le passage en réanimation (OR = 2,59 [1,82;3,70]) la présence d’actes concomitants (OR = 1,28 [1,18;1,39]), la sévérité du séjour (niveau 2 : OR = 1,35 [1,21;1,51] à niveau 4 : OR = 1,88 [1,46;2,42]), la sortie en transfert (OR = 3,95 [3,16;4,94]), la présence de comorbidités. La sortie en service de soins de suite et de réadaptation (OR = 0,56 [0,46;0,69]), la vidéochirurgie (OR = 0,83 [0,76;0,91]), la pose de prothèse (OR = 0,88 [0,79;0,98]) étaient des facteurs protecteurs. Le volume de chirurgie de l’établissement (> 45 % : OR = 0,79 [0,70;0,90]) était associé à une réduction du risque, contrairement à une diversité élevée d’activités (nombre de racines de GHM différentes > 500 : OR = 1,24 [1,08;1,43]). Conclusion.– L’étude de la réadmission s’inscrit dans la recherche de la qualité des soins et dans l’évolution des modèles médico-économiques des systèmes de santé. Notre travail repose sur les données PMSI considérées comme de bonne qualité en particulier sur les prises en charge de chirurgie. Si l’on ne peut exclure les limites inhérentes à la classification des réadmissions, cette étude montre que la réadmission à 30 jours dans ce contexte relève de facteurs liés au patient, des modalités de prise en charge notamment à la sortie du séjour index, mais aussi de caractéristiques de l’établissement, sur lesquelles la faisabilité d’une modification des pratiques pourrait être évaluée. http://dx.doi.org/10.1016/j.respe.2014.05.028 6.4
Comparaison de l’efficacité de rosuvastatine versus simvastatine en prévention primaire chez les nouveaux utilisateurs : une étude de cohorte à partir des données du Système national d’information inter-régimes de l’Assurance maladie A. Neumann , G. Maura , A. Weill , P. Ricordeau , F. Alla , H. Allemand Caisse nationale d’assurance maladie des travailleurs salariés, Paris, France Mots clés : Rosuvastatine ; Simvastatine ; Efficacité ; Sniiram Introduction.– À l’inverse des autres pays européens où les prescriptions de statines se concentrent sur la simvastatine, en France, la rosuvastatine non génériquée occupe une place importante dans les prescriptions. Cette étude observationnelle a comparé l’efficacité en prévention primaire de rosuvastatine versus simvastatine sur la mortalité toutes causes et la survenu d’évènements cardio/cérébro-vasculaires graves. Les dosages étudiés, rosuvastatine 5 mg et simvastatine 20 mg, avaient une capacité comparable à réduire le LDL cholestérol. Méthodes.– Réalisée à partir des données de remboursements du régime général de l’Assurance maladie stricto sensu chaînées aux données d’hospitalisations,
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cette cohorte historique a porté sur les patients âgés de 40 à 79 ans, débutant un traitement statine par rosuvastatine 5 mg ou simvastatine 20 mg, prescrit par un généraliste en 2008/2009. Les patients devaient avoir pris leur traitement initial régulièrement, sans changement de molécule ou dose, lors de la première année et ceux avec antécédents cardio/cérébro-vasculaires ont été exclus. Le suivi a commencé une année après le début du traitement. Les évènements recherchés étaient : – décès toutes causes ; – décès et/ou AVC ischémique et/ou cardiopathie ischémique aiguë. Dans une analyse « en intention de traiter », les patients, suivis au plus tard jusqu’à fin 2011, ont été comparés en fonction de leur traitement initial. Dans une analyse « per-protocole », le suivi a été arrêté précocement au moment d’un éventuel changement du traitement initial. L’ajustement sur les variables à baseline (caractéristiques sociodémographiques, comédications et comorbidités) a été effectué à l’aide d’un modèle de Cox. Dans l’analyse « per-protocole », l’estimation a été réalisée par « pondération selon l’inverse de la probabilité de censure » en utilisant des variables supplémentaires, dépendantes du temps. Les analyses ont été réalisées par sexe. Résultats.– Au total, 106 941 patients de la cohorte débutaient un traitement par rosuvastatine 5 mg et 56 860 par simvastatine 20 mg. Comparé à simvastatine 20 mg, les patients sous-rosuvastatine 5 mg étaient plus jeunes (âge moyen : 60,0 versus 60,4 ans) et avaient moins de facteurs de risque cardiovasculaire (médicaments antidiabétiques : 18,4 % versus 23,4 % ; antihypertenseurs : 56,6 % versus 60,1 % ; antiagrégants plaquettaires : 16,0 % versus 18,5 %). Dans l’analyse « en intention de traiter », la durée moyenne du suivi était de 23,8 mois (au-delà de la première année de traitement). Au cours du suivi, 40,2 % des patients arrêtaient le traitement initial (14,2 % changeaient vers une autre statine et 26,0 % l’arrêtaient ou l’interrompaient plus de six mois sans changement préalable). Dans aucune des analyses réalisées (ventilées par sexe, évènement étudié et type d’analyse), le hazard ratio ajusté comparant rosuvastatine 5 mg versus simvastatine 20 mg n’était significativement différent de 1. Par exemple, pour les hommes, le hazard ratio pour l’évènement combiné était de 0,94 (IC à 95 % : 0,85–1,04) dans l’analyse « en intention de traiter » et de 0,98 (0,87–1,10) en « per-protocole ». Conclusion.– Les résultats de cette étude en vie réelle ne sont pas en faveur d’une prescription préférentielle de la rosuvastatine par rapport à la simvastatine en prévention primaire. http://dx.doi.org/10.1016/j.respe.2014.05.029 6.5
Intégration de terminologies diagnostiques en cancérologie : le NCI thésaurus comme pivot ? V. Jouhet a,b , B. Bréchat b , F. Mougin b , F. Thiessard a,b Service d’information médicale, Pôle de santé publique, CHU de Bordeaux, Bordeaux, France b Équipe de recherche en informatique appliquée à la santé, Isped, Université de Bordeaux, Bordeaux, France
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Mots clés : Terminologies médicales ; Cancer ; Ré-utilisation de données Introduction.– L’identification des patients éligibles dans un protocole de recherche clinique et la production d’indicateurs pour l’épidémiologie du cancer sont des enjeux importants pour faciliter la recherche en cancérologie. L’informatisation des données médicales produit des quantités importantes d’informations qui pourraient répondre à ces besoins. Au sein des données de prise en charge, les informations sont fragmentées, redondantes et hétérogènes. Ainsi, en France, plusieurs terminologies sont utilisées en routine pour coder des diagnostics de cancer (CIM10 pour le PMSI, CIM-O3 au sein des registres, ADICAP pour l’anatomopathologie). Cette hétérogénéité est un frein majeur pour rechercher des cas de cancers à partir des données patients. En effet, il est indispensable de différencier les éléments décrivant la tumeur étudiée et ceux décrivant d’éventuelles autres tumeurs chez un même patient. Il est donc nécessaire de mettre en correspondance ces différentes terminologies afin de confronter les informations issues de multiples sources mais aussi de disposer d’une description homogène des connaissances sur la cancérologie. Le NCI thésaurus (NCIt) est une terminologie de référence dans le domaine du cancer.