Effet du volume d’interventions sur les résultats cliniques

Une méta-analyse d’études publiées entre 1980 et 2004 a calculé l’effet potentiel du nombre de chirurgies d’AAA pratiquées par un chirurgien sur le risque de mortalité de ses patients [young et al., 2007]. La mortalité moyenne est fournie, mais l’auteur ne précise pas s’il s’agit de mortalité postopératoire immédiate, à 30 jours ou pendant l’hospitalisation. La méta-analyse montre un lien entre le nombre élevé d’interventions non urgentes effectuées par chirurgien et un risque de mortalité plus bas. Le risque de mortalité des patients traités par des chirurgiens qui pratiquent un volume élevé d’opérations est 44 % plus bas que celui qu’obtiennent les chirurgiens qui pratiquent un plus faible volume d’opérations (RC = 0,56; IC à 95 % : 0,54-0,57). La définition de

�� volume élevé �� varie entre 6 et 30 chirurgies par an dans les études recensées, mais les auteurs proposent un seuil minimal annuel de 13 chirurgies et citent un plafonnement de l’effet sur la mortalité à environ 30 chirurgies par an. La réduction de la mortalité relevée par rapport au nombre de chirurgies par chirurgien est un effet distinct de celui du volume de chirurgies par centre, qui sera e�aminé ci-dessous. L’effet spécifique de chacune de ces variables est difficile à définir, bien qu’un auteur avance que 57 % du bénéfice sur la réduction de la mortalité est lié au chirurgien, et le reste au centre [Birkmeyer et al., 2003].

Une autre revue systématique a examiné le lien entre le volume d’interventions par chirurgien et les résultats. Elle a également relevé une hétérogénéité dans les définitions du seuil de volume de chirurgies. La réduction du taux de mortalité ajusté en fonction du risque chirurgical était de 2,3 à 11 % pour les chirurgiens pratiquant un volume élevé d’opérations (entre 10 et 26 chirurgies non urgentes par année) [Killeen et al., 2007].

18. Les motifs les plus cités étaient l’insuffisance respiratoire, l’insuffisance cardiaque, un cancer, un état mental détérioré. Les motifs les plus cités étaient l’insuffisance respiratoire, l’insuffisance cardiaque, un cancer, un état mental détérioré (souvent la démence).

Certaines caractéristiques de la formation des chirurgiens étaient également liées à de meilleurs résultats. Par exemple, selon certaines études, les spécialistes en chirurgie vasculaire obtiennent de meilleurs résultats (moins de risques de complications et de mortalité) que les chirurgiens généralistes [Dimick et al., 2003; Tu et al., 2001; Pearce et al., 1999].

à partir d’un registre national sur les résultats cliniques et la mortalité des patients de Grande-Bretagne, le National Confidential Enquiry into Patient Outcome and Death [NCEPOD, 2005a] a évalué la chirurgie d’AAA pour la période allant d’avril 2002 à mars 2003 sur un échantillon représentatif des cas opérés (1 129 patients, mais des informations ont été reçues sur 805 cas). L’organisme conclut qu’il y a un lien entre le volume d’opérations par chirurgien et le risque de mortalité postopératoire (intrahospitalière à 30 jours) puisque, pour un volume supérieur à 30 chirurgies par année, le risque de mortalité postopératoire est inférieur à la moyenne.

8.2.2 Volume de chirurgies par centre

La récente revue de la littérature produite en Australie par ASERNIP-S présente une synthèse narrative de 11 études. Elle conclut que les données probantes sont limitées, mais qu’il y a possiblement un lien entre le volume de chirurgies non urgentes d’AAA pratiquées dans un établissement et le taux de mortalité des patients opérés [Marlow et al., 2007]. Les définitions du seuil de chirurgies varient énormément entre les études, mais un �� volume élevé �� est généralement supérieur à un seuil de 30 à 50 chirurgies annuellement. Selon ces données, il pourrait y avoir un volume seuil maximal au-delà duquel les résultats plafonnent.

La revue systématique de Killeen et ses collègues [2007] a également analysé le lien entre la mortalité due à la chirurgie d’AAA et le volume d’interventions par hôpital. Elle a aussi relevé une hétérogénéité dans les définitions du seuil de volume de chirurgies pour les hôpitaux. La réduction du taux de mortalité ajusté en fonction du risque chirurgical était de 3,1 à 7 % dans les hôpitau� ayant un volume élevé de chirurgies.

Henebiens et ses collègues [2007] ont réalisé une revue systématique de 24 études publiées entre 1980 et 2003 et concluent à un probable effet du volume par centre sur la mortalité postopératoire. Ils ont observé une différence d’approximativement deu� points de pourcentage (6,2 % versus 4,3 %) dans les médianes entre les centres à volume élevé et faible. Cette différence a été commentée dans une autre publication, qui l’interprète comme une réduction relative du risque d’environ 33 % [Holt, 2007]. Holt et ses collaborateurs [2007b] ont publié une étude épidémiologique sur la relation entre le volume de chirurgies et la mortalité selon les statistiques hospitalières du National Health Service (NHS) du Royaume-Uni entre 2000 et 2005 (26 822 chirurgies) (HES : UK Hospital Episode Statistics). Ils montrent un lien entre le volume élevé de chirurgies d’un centre hospitalier (seuil de 32 opérations annuellement) et une réduction de la mortalité consécutive à la réparation non urgente (p < 0,001) et urgente (p = 0,017) de l’AAA, mais non pour la chirurgie d’une rupture d’anévrysme. Une analyse antérieure du même fichier du Royaume-Uni pour les années 1997 à 2002 (31 078 patients) avait montré une mortalité intrahospitalière postchirurgie non urgente d’AAA de 7,7 %. Des analyses de régression ont montré qu’au-delà du seuil de 14 chirurgies par centre par année, toute augmentation du volume d’interventions a un effet minime sur la mortalité [Jibawi et al., 2006].

Holt et ses collaborateurs [2007a] ont également publié une méta-analyse fondée sur 32 études et la base de données hospitalières du NHS (HES) (421 299 chirurgies). Le

risque de mortalité consécutive au� chirurgies d’AAA non urgentes était de 9,5 % et diminuait avec l’augmentation du volume d’interventions par centre. De l’analyse des données des 32 études, les auteurs ont tiré une valeur seuil pondérée moyenne de 43 chirurgies non urgentes par an pour départager les hôpitaux ayant un volume faible et élevé, avec laquelle ils ont calculé le rapport de cotes pondéré en fonction de la mortalité hospitalière (RC = 0,66; IC 95 % : 0,65-0,67).

Plusieurs publications récentes présentent des résultats basés sur des données médico-administratives ou de fichiers et registres. Au Royaume-Uni (Pays de Galles, Angleterre, Irlande du Nord), le NCEPOD [2005b], dans son analyse des données d’avril 2002 à mars 2003, n’a pas noté que les hôpitaux qui avaient un volume plus élevé de chirurgies enregistraient de meilleurs taux de survie. Une analyse réalisée en Allemagne sur les résultats enregistrés dans 131 hôpitaux produisant des statistiques sur les chirurgies non urgentes d’AAA entre 1999 et 2004 montre une mortalité postopératoire moyenne de 3,2 %, et une différence significative entre les hôpitau� ayant un volume de moins de 10 chirurgies par an et ceux qui avaient un volume de plus de 50 chirurgies (RC = 1,90;

IC à 95 % : 1,12-3,22) [Eckstein et al., 2007]. Par contre, ce registre n’incluait pas la plupart des hôpitaux qui effectuaient moins de 29 chirurgies par an (451 hôpitaux sur 494 [84 %]). Enfin, une étude de l’Institute for Clinical Evaluative Studies (ICES) de l’Ontario a examiné les données hospitalières et les statistiques de la base de données sur les personnes inscrites au régime d’assurance public entre 1994 et 1999 pour estimer le nombre de décès pouvant être évités par une régionalisation (concentration de certains types de chirurgies dans des centres à volume opératoire élevé) en prenant cinq types de chirurgies, dont celle de l’AAA. Le tableau 9 présente les risques de décès postopératoires (peropératoires et postopératoires à 30 jours, intrahospitaliers ou extrahospitaliers) associés aux 6 279 chirurgies d’AAA pratiquées dans 57 centres hospitaliers [Urbach et al., 2003]. Les chercheurs ont constaté que, pour quatre des cinq chirurgies étudiées, la régionalisation des interventions a eu un effet favorable, mais que cela se traduirait par un petit nombre de décès évitables par année (14 vies sauvées dans le cas de l’AAA [IC à 95 %: 1-25]). Ils ont conclu que, pour l’Ontario, il est erroné de croire que la régionalisation de certaines chirurgies complexes, dont la réparation non urgente de l’AAA, préviendrait un nombre important de décès.

Tableau 9

Caractéristiques des centres hospitaliers en fonction du volume de chirurgies d’AAA et du risque de décès postopératoire

donnÉes des cenTres hosPiTaliers Par quarTile*, dÉfini selon le voluMe de chirurgies

1^er quarTile 2^e quarTile 3^e quarTile 4^e quarTile

Nombre de patients 1 679 1 580 1 902 1 118

Nombre d’hôpitaux 39 10 6 2

Volume annuel moyen 21,8 42,0 92,8 130,0

Nombre de décès 81 85 63 36

Risque de décès 4,8 % 5,4 % 3,3 % 3,2 %

Risque relatif de décès dans les 30 jours suivant la

chirurgie (IC à 95 %)^† 1,5 (1,0-2,2) 1,8 (1,2-2,8) 1,0 (0,7-1,5) 1,0

* Le 1^er quartile définit les hôpitau� (25 %) qui ont les volumes annuels moyens de chirurgie les plus faibles, alors que le 4^e quartile définit les centres (25 %) qui ont les volumes les plus élevés.

† p < 0,01.

L’effet d’un programme de dépistage de l’AAA destiné aux personnes âgées de 65 à 74 ans sur les activités chirurgicales hospitalières a été examiné au Royaume-Uni. Les auteurs ont conclu que, pour un hôpital typique desservant un bassin de population de 400 000 habitants, un programme de détection des AAA entraînerait une augmentation de deux chirurgies non urgentes par mois et sauverait la vie de 11 personnes

annuellement [Kim et al., 2005].